인플레이션 선행지수로 본

향후 물가 진단

2000. 11

이우성

본 보고서는 경제연구센터 이우성 선임연구원이

집필한 것입니다.

본 보고서의 내용은 필자의 개인적인 견해이며

LG경제연구원의 공식견해가 아님을 밝혀드립니다.

i

< 요 약 >

1. 인플레이션 선행지수 작성의 필요성

■ 우리나라에서 1997년 12월 이후 인플레이션 목표관리제가 실시됨에 따라 이전의 통화량을 중간목표로 설정하는 방식에서 물가상승률 자체를 목표로 설정하는 방식으로 전환되어 인플레이션 수준 예측, 순환국면 파악과 진행방

향에 대한 정확한 진단이 필요하게 됨.

■ 인플레이션 선행종합지수는 인플레이션과 선행적 연관이 있는 통화량, 초과

수요, 공급비용부문, 해외부문의 가격충격지표 등을 적절한 가중치로 종합한 것임. 각종 정보변수나 기초상품 가격지수가 경제의 한 측면만을 보는 한계

를 극복하여 인플레이션 진행방향, 순환에 대해 유용한 정보를 제시함.

2. 우리나라 인플레이션 순환

■ 인플레이션 지표로는 식료품을 제외한 소비자 물가지수를 사용하였음. 식료

품물가는 계절적인 요인과 자연변화에 단기적으로 큰 영향을 받고 그 변동

폭이 커 선행적으로 식료품의 물가변화를 예측하는데 어려움이 있기 때문임.

■ 우리나라의 인플레이션 순환 변동추이를 살펴보면 우리나라는 1982년 이후 총 4번의 순환을 경험하였으며 현재 5순환기에 있음을 알 수 있음.

<표 II-1> 우리나라 인플레이션(농산물 제외) 순환주기

저점 정점 지속기간

시점 인플레이션(%) 시점 인플레이션(%) 확장기 수축기 전체

1981.~1985.1 4.4

제 1 순환

제 2 순환

제 3 순환

제 4 순환

제 5 순환

1985 년 2 월

1987 년 7 월

1994 년1 월

1997 년 7 월

1999 년 3 월

0.9

2.2

4.1

3.6

-1.9

1985년12 월

1990 년 1 월

1995 년9 월

1998 년 2 월

3.2

9.0

6.3

13.5

10개월

30 개월

19 개월

7 개월

19 개월

48 개월

22 개월

13 개월

29 개월

78 개월

41 개월

20 개월

1999.3~2000.9 1.8

ii

3. 구성후보지표와 구성지표 선정

■ 수요와 공급, 해외부문에서 대표성이 있는 24개의 구성후보지표들 가운데 인플레이션과의 상관성(cross correlation), 대응성(concordance), 시차성을 고려

하여 통화량으로는 총 민간신용, 실물수요로는 실업률의 역계열, 공급비용으

로는 제조업 임금, 해외부문은 석유/천연가스의 수입물가지수를 선정하였음.

<표 III-3> 부문별 구성 후보지표의 상관성, 대응성 수치

부문별 구성 후보지표 상관계수(7~15개월) 대응성 계수(7~15개월)

통화량 M2A

M3

은행예금 대출금

통화금융기관 총대출금

금융기관 총대출금

총 민간신용

이자율

0.17

0.22

0.09

0.47

0.44

0.56

0.30

0.62

0.52

0.60

0.79

0.67

0.58

0.55

초과수요 비농가 실업률

어음부도율

제조업 가동지수

생산자제품재고지수

산업생산지수

기계수주액

경기선행지수

경기동행비수 순환변동치

0.35

0.26

-0.25

0.35

-0.18

0.01

-0.25

-0.07

0.72

0.75

0.40

0.40

0.49

0.58

0.40

0.43

공급비용 총임금

제조업 임금

서비스업 임금

에너지 생산자 물가지수

원자재 물가지수

제조업 원자재 물가지수

0.30

0.28

0.21

0.07

0.22

0.22

0.30

0.63

0.34

0.47

0.50

0.47

해외부문 수입물가지수

원유 및 천연가스 수입물가지수

대미환율

-0.05

0.22

-0.50

0.48

0.62

0.27

iii

4. 가중치 추정과 선행지수 산출

■ 본 연구에서는 주요인분해분석(principal component analysis)을 통해 각 지표들

을 정상화하고 가중치를 주는 방식을 채택하였음. 주요인분해분석은 다변수

들간의 상관관계(correlation matrix) 분석을 통해 변수들의 상관관계를 가장 잘 설명하는 공통적인 주요인성분(principal component)을 산출하는 방식으로 주요인에서 나타난 각 변수의 가중치를 종합지수 산출에 사용함.

■ 구성지표의 주요인 분석

○ 각 구성지표들이 서로 다른 가중치를 갖는 것을 알 수 있는데 임금비용과 초과수

요 부문의 실업률(역계열), 통화량 변수인 총 민간신용이 모두 0.566, 0.532, 0.570으

로 비슷하게 높은 비중을 차지하고 있으나 상대적으로 석유 및 천연가스의 수입물

가지수는 그 비중이 0.267로 가중치가 낮게 추정됨을 알 수 있음.

■ 인플레이션 선행종합지수 산출

○ 인플레이션 선행지수는 각 구성 변수들의 변동성이 상이하기 때문에 각 변동치를

대상기간 중 평균으로 나눈 표준화 변동치를 사용하였음. 월표준화 변동치를 구한

뒤 주요인 분석에서 구한 가중치로 합산하여 인플레이션 선행지수의 월별 변동치

를 구하였음. 최종 선행종합지수는 해당월까지의 월별 변동치를 누적 합산한 뒤

1995년 연평균을 100으로 하여 구하였음.

<그림 III-10> 인플레이션 선행지수와 인플레이션 순환주기

70

80

90

100

110

120

130

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000-3

0

3

6

9

12

15

선행지수

인플레이션

1993. 3

1995. 1

1999. 3

P T P T P T

iv

5. 선행지수의 적합성 시험

■ 인플레이션과 선행지수와의 교차상관성(cross-correlation)

○ 인플레이션 선행지수와 인플레이션과의 교차상관계수는 5개월의 시차에서 0.73의

가장 큰 값을 나타냄. 또한 7~15개월의 평균상관계수도 0.62로 유창호, 노은영

(1998)의 0.55에 비해 상당히 높은 수치임을 알 수 있음.

<그림 III-11> 선행지수 교차상관계수

선행지수 교차상관계수(1988.1-2000.9)

선행지수 교차상관계수(1988.1-1997.7)

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

■ 인플레이션과 선행지수와의 대응성(concordance)

○ 인플레이션 선행지수와 인플레이션과의 대응성 수치도 5개월의 시차에서 0.81의

가장 큰 값을 나타냄. 이 수치는 6, 7개월의 시차에서도 0.69, 0.66을 나타내어 각각

5%와 10%이내의 significance level에서 유의성을 갖고 있는 것으로 나타남.

■ 인플레이션 선행지수의 전환점 예측

○ 인플레이션 선행지수의 순환은 인플레이션의 순환과 대체적으로 일정한 시차를 두

고 선행적으로 그 진행방향을 예시하는 것으로 나타남. 반면에 외환위기 이후 전

환점의 예측에 있어서 불안정한 모습을 보이는데 이는 외환위기 시기의 급격한 환

율 변동과 그에 따른 수입물가지수의 변동으로 인플레이션이 단기간에 큰 영향을

받아 급등락하였기 때문인 것으로 분석됨.

■ 인플레이션 선행지수는 우리나라의 인플레이션에 대하여 선행지표로서 일정

한 시차를 가지고 높은 상관관계와 대응성을 가지는 것으로 나타남. 그러나 최근 외환위기 시기동안에 환율의 급등락과 그에 따른 수입물가지수의 급등

락으로 인플레이션과 선행지수의 선행적 관계가 단기화한 단점이 있음.

v

6. 최근의 경기상황과 향후 인플레 압력 진단

■ 최근의 경제상황은 우리 경제가 물가변동에 있어서 두 가지 상반된 압력을 받고 있음을 나타냄. 공급비용 측면에서는 작년 이후 지속되었던 국제유가의 상승에 의한 인플레이션 압력이 있는 반면 수요측면에서는 작년 10월 대우 사태 이후 지속되어온 금융시장의 신용경색과 최근에 가시화 되기 시작한 실물경기 둔화 조짐으로 인한 물가하락 압력이 작용하고 있음.

■ 인플레이션 선행종합지수는 올해 들어 등락을 거듭하는 양상을 보이고 있어 당초 국제유가의 급등으로 우리경제가 고인플레를 겪을 것이라는 예상과 달리 향후 물가상승압력이 크지 않음을 나타냄. 내년도 물가상승은 공공요금이 추가적으로 크게 인상되지 않는다면 3%초반대를 유지할 것으로 전망됨.

<그림 III-14> 선행종합지수 구성지표의 누적치

석유 및 천연가스

수입물가지수

총 민간신용 제조업 임금

실업률 역계열

-20

-15

-10

-5

0

5

10

15

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

○ 선행지수는 99년 10월을 국소정점으로 하락하다가 올해 4월 다시 국소저점을 나타

났으나 다시 8월에 하락하는 등 국지적인 등락 양상을 보이고 있음.

○ 이러한 선행지수의 움직임은 작년 10월의 대우사태 이후 심화되기 시작한 금융시

장의 신용경색 현상과 지난해와 올해 초의 경기회복, 국제유가 상승의 상반된 인

플레이션 압력이 동시에 나타나고 있는 것임. 그러나 올해 하반기 들어 실물경기

부문도 둔화되는 양상을 보이고 있고 국제유가도 작년과 같은 폭등은 어려울 것으

로 보임.

vi

○ 결론적으로 물가에 가장 큰 요인인 통화량 부문에서 금융경색의 지속으로 물가하

락의 요인이 상존하고 실물경기 부문의 회복세도 다시 둔화조짐을 보여 GDP 갭에

의한 물가상승 압력의 가능성이 줄어들며 국제유가도 향후 큰 폭의 상승이 어려워

물가상승 압력이 크지 않은 것으로 판단됨. 이러한 움직임을 종합적으로 판단하여

볼 때 내년도 물가상승은 공공요금이 추가적으로 크게 인상되지 않는다면 대체로

3%초반대를 유지할 것으로 분석됨.

■ 소비자 물가 상승률의 항목별 기여도 분석으로 본 부문별 물가상승 압력

○ 서비스 부문 세부 항목의 물가상승 기여도를 살펴보면 공공서비스 부문의 물가상

승률 주도가 두드러짐을 알 수 있음. 공공서비스의 경우 작년 하반기 이후 지속적

인 상승을 보이며 10월에는 1.5%의 물가상승기여를 함으로써 10월 물가상승분의

52.6%을 차지하는 등 최근 물가상승의 가장 큰 부문임을 알 수 있음.

○ 상품의 물가상승 기여도를 살펴보면 공업제품의 경우 작년 후반기 이후 평균

0.55%의 물가상승 기여를 하였음을 알 수 있음. 이 가운데 석유류 및 연탄의 물가

상승 기여도는 0.40%로 공업제품 물가상승의 대부분을 차지함을 알 수 있음.

○ 결국 최근의 물가상승을 주도하는 부문은 공공서비스 부문과 석유류 및 연탄 부문

임을 알 수 있음. 다른 부문은 오히려 경기침체의 영향으로 낮은 수준의 물가상승

을 유지하고 있거나 물가하락 부문임. 그러나 석유류 및 연탄 부문 역시 10월 물

가상승에서 14.2%을 차지할 뿐 크게 영향을 미치지 못하고 있어 결국 최근의 물가

상승은 정부에 의한 공공서비스 부문의 요금인상이 가장 중요한 요인임을 알 수

있음.

<그림 III-18> 소비자물가 상승률 기여도 백분율

석 유 류 , 연탄

석 유 류 , 연탄 외 공업제품

농축수산물

개인서비스 (광의 )

공공서비스

집세

-30

0

30

60

90

120

150

2000년1/4분 기

2000년2/4분 기

2000년3/4분 기

2000년10월

(%)

vii

7. 결론 및 시사점

■ 산출된 선행지수는 실물경기부문, 금융부문, 임금비용, 원자재 비용, 석유류

의 수입물가 등의 비용측면을 모두 고려한 종합지수임. 따라서 여기에 포함

되어 있지 않은 외생적인 변수들인 농수산물 물가의 향방과 공공요금의 추이와 함께 선행지수를 분석한다면 향후 물가의 진행방향과 물가상승 요인에 대하여 유용한 정보를 얻고 인플레이션 정책 수립에 도움이 되리라 판단됨.

■ 선행종합지수의 움직임과 구성지표의 누적추이를 살펴볼 때 작년 10월 이후 지속되어 온 금융시장의 침체가 통화량 감소, 경기위축으로 이어지며 물가

억제 요인으로 작용하여 내년 물가상승은 공공요금이 추가적으로 크게 인상

되지 않는다면 3%초반을 유지할 것으로 전망됨.

■ 정책적 시사점

○ 지난 10월 한국은행은 콜금리를 연5%에서 5.25%로 올려 장단기 금리차의 왜곡을

해소하고 인플레이션 기대심리를 잠재우고자 하였음. 이는 한국은행에서도 발표하

였듯이 긴축기조로의 전환을 의미하지는 않음. 금리인상은 통화량을 감소시켜 수

요를 진정시키는 정책으로 최근의 물가인상이 대부분 비용측 요인인 것과 금융시

장의 경색현상으로 이미 통화량 감소가 일어나고 있는 점을 감안할 때 향후 큰 폭

의 금리인상이나 긴축기조로의 전환은 제고할 필요가 있음.

○ 최근의 국제유가의 상승과 그에 따른 국내 석유류의 물가상승이 점차 가시화 되고

있고 향후 공업제품의 물가에 대한 2차 파급효과가 우려됨. 그러나 이러한 공급비

용 상승에 따른 인플레 압력은 총수요의 조절보다는 에너지 가격정책의 개혁이나

산업유통체계의 개선, B2B 시장의 활성화를 통한 유통비용 절감과 같은 비용측면

의 적극적인 가격 인하 노력이 필요함.

○ 최근 공공서비스 부문이 소비자 물가상승의 가장 중요한 요인으로 나타나고 있음.

이는 정부가 외환위기를 겪으면서 공공요금 인상을 억제하였던 것을 해소하는 차

원에서 이루어 지고 있음. 또한 구조조정과 경기회복을 위하여 투입한 막대한 공

적자금 부담과 공공기금의 부실화를 보전하기 위해 세금증대와 공공서비스 요금인

상이 불가피한 것도 한 요인으로 분석됨. 그러나 향후 경기침체가 예상되고 올해

공공서비스가 크게 늘었던 것을 감안하면 정부가 추가인상을 억제할 가능성도 있

음. 정부는 공공서비스 부문에서의성 향상을 통하여 실질적인 물가상승 요인을 제

거하는 것이 필요함.

< 목 차 >

< 요약 >

Ⅰ. 인플레이션 선행지수 작성의 필요성·1

Ⅱ. 우리나라 인플레이션 변동 추이와 요인 분석 ·4

1. 우리나라 인플레이션의 변동 추이·4

2. 수요측 요인·7

3. 공급측 요인·9

Ⅲ. 인플레이션 선행지수 작성·11

1. 구성지표의 선정기준·11

2. 구성지표들의 적합성 분석·14

3. 가중치 추정과 선행종합지수 산출·22

4. 선행지수의 적합성 시험·25

5. 최근의 경기상황과 향후 인플레 압력 진단·26

Ⅳ. 결론 및 시사점·33

<참고문헌>·36

< 표·그림 목차 >

<표 II-1> 우리나라 인플레이션 순환주기·6

<표 III-1> 주요 선행 종합지수의 구성지표·11

<표 III-2> 인플레이션 선행지수 부문별 구성 후보지표·12

<표 III-3> 부문별 구성 후보지표의 상관성, 대응성 수치·21

<표 III-4> 주요인 분석·24

<그림 II-1> 소비자물가 상승률·4

<그림 II-2> 농수산물 제외 소비자물가 상승률 순환주기·7

<그림 II-3> 인플레이션 및 통화량증가율 추이·8

<그림 II-4> 인플레이션 및 예금은행 대출금증가율 추이·8

<그림 II-5> 인플레이션 및 실업률 추이·9

<그림 II-6> 인플레이션 및 총임금증가율 추이·10

<그림 II-7> 인플레이션 및 석유/천연가스 수입물가지수증가율

추이·10

<그림 III-1> 금융부문 교차상관계수·14

<그림 III-2> 초과수요 교차상관계수1·15

<그림 III-3> 초과수요 교차상관계수2·16

<그림 III-4> 공급비용 교차상관계수·16

<그림 III-5> 해외부문 교차상관계수·17

<그림 III-6> 금융부문 대응성·18

<그림 III-7> 초과수요 대응성·19

<그림 III-8> 공급비용 대응성·20

<그림 III-9> 해외부문 대응성·20

<그림 III-10> 인플레이션 선행지수와 인플레이션 순환주기·24

<그림 III-11> 선행지수 교차상관계수·25

<그림 III-12> 선행지수 대응성·26

<그림 III-13> 최근 통화지표 추이·27

<그림 III-14> 선행종합지수 구성지표의 누적치·29

<그림 III-15> 소비자물가 상승률 기여도 분석·31

<그림 III-16> 서비스 항목 기여도 분석·31

<그림 III-17> 공업제품 항목 기여도 분석·32

<그림 III-18> 소비자물가 상승률 기여도 백분율·32

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 1

I. 인플레이션 선행지수 작성의 필요성

■ 물가안정은 각국 중앙은행의 통화신용정책에 있어서 최우선 목표가 되고 있음. 그러나 물가안정을 위한 목표(targeting) 변수는 금융시장의 변화에 따라 상이하게 변천하여옴.

○ 1970년대와 80년대에는 통화량을 중간목표로 설정하여 물가안정을 유도하였으나

80년대 후반과 90년대에 들어 급속도로 발전한 금융기법과 세계적인 금융자유화,

통합화 추세는 통화량과 물가와의 관계를 불안정하게 만듦. 따라서 통화량을 중간

목표로 물가안정을 이루는데 점점 더 한계를 느낌.

○ 이에 따라 1990년대에 들어서는 영국, 캐나다, 뉴질랜드 등의 국가에서 중간목표나

운용목표 없이 물가자체에 대하여 목표를 설정, 관리하는 인플레이션 목표관리제

(inflation targeting)가 도입되었음.

○ 현재 인플레이션 목표관리제를 시행하고 있는 국가는 뉴질랜드, 캐나다, 이스라엘,

영국, 스웨덴, 호주, 스페인이 있음.

■ 우리나라는 1997년 12월 한국은행법 개정을 통해 한국은행의 독립성을 보장

하고 물가안정에 최우선 목표를 두게 되었음. 이에 따라 중기적인 물가안정

목표의 설정과 그에 부합되는 통화신용정책의 운용을 통한 인플레이션 목표

관리제를 도입함.

■ 인플레이션 목표관리제를 실시하게 됨에 따라 이전의 통화량을 중간목표로 설정하는 방식에서 물가상승률 자체를 목표로 설정하는 방식으로 전환하게 되었음. 따라서 인플레이션 자체에 대한 중기적인 수준 예측과 더불어 인플

레이션의 순환국면, 진행방향에 대하여 정확한 진단이 필요하게 됨.

■ 인플레이션 예측모형

○ 인플레이션 수준 예측을 위한 방법으로는 거시계량경제 모형과 인플레이션 행태

방정식 추정을 통한 인플레이션 예측이 있음. 이러한 인플레이션 예측은 이론적인

설명이 명확하고 변동수준을 제시한다는 점에 의의가 있으나 경제 구조적인 변화

에 따른 변수간의 상호관계가 변화할 경우 그 예측이 크게 불안정해지는 단점이

2

있음.

○ 우리나라의 경우에는 거시경제모형을 통한 물가모형(이긍희, 1999)과 나선모형을

이용한 축약형 행태방정식의 인플레이션 압력평가모형(이종건, 1999)이 제시되었음.

■ 인플레이션 순환과 전환점에 대한 선행적 예측

○ 경기순환과 같은 관점에서의 인플레이션 순환에 관한 연구는 1970년대 오일 쇼크

를 겪으면서 서구선진국에서 활발히 논의가 되었는데 인플레이션의 정점과 저점,

그리고 그 진행방향에 대한 선행적인 예측을 통해 중앙은행이 통화 및 금리 정책

을 선제적으로 취할 수 있게 해주는 역할을 함.

○ 이러한 인플레이션의 순환을 선행적으로 예측하기 위하여 다양한 방법들이 사용

되고 있음. 먼저 인플레이션에 선행한다고 판단되는 각종 정보변수 들을 사용하여

인플레이션의 진행방향을 판단하는 방법과 인플레이션에 직접 영향을 주는 각종

기초상품 들의 가격 들에 대한 바스켓 가격지수를 사용하는 방법, 그리고 수요 및

공급, 해외 부문을 망라한 경제부문에서의 인플레이션 선행지표 들을 결합한 종합

선행지수가 있음.

■ 다양한 인플레이션 선행 정보변수

○ 각국 중앙은행이 인플레이션 목표관리를 위해 사용하는 주요 정보변수는 금융부

문, 실물부문, 공급측 비용부문과 해외부문으로 나눌 수 있음. 금융부문에서는 통

화량, 금리, 대출총액 등이 있고, 실물부문에서는 산업가동률, 실업률, GDP 갭, 공

급측 비용요소나 가격변수로는 임금, 단위노동비용, 수입물가, 자산가격, 금가격,

해외부문으로는 국제원자재 가격, 주요국 환율 등이 있음.(유창호와 노은영, 1998)

○ 이외에도 산업 가동률을 실효환율지수로 나누어 산출한 Morsani지수, 잠재물가와

실제물가 비율인 P*비율, 장단기 금리차이에서 인플레이션 기대치를 산출한 방법

(Dasgupta and Lahiri, 1991)이 있음. 최근에는 Dynamic Factor 모형을 사용한 예측 변

수 들을 가중 평균하여 산출하는 Diffusion Index(Stock and Watson, 1998)나 가중지수

산출 방식에 의한 Divisa Money Index(Biner et al, 1999)가 제시되었음.

○ 기초상품의 가격변동은 비용측면에서 인플레이션을 압박하는 지표로서 또한 기초

상품이 최종제품의 가격에 영향을 미치는 데에는 파급시차를 보인다는 점에서 인

플레이션 선행지표로서 활용되고 있음. 대표적인 기초상품의 가격 바스켓 지수로

는 대표적으로 CRB(Commodity Research Bureau) 상품선물가격지수와 미국

JOC(Journal of Commerce)의 산업용원자재가격지수가 있음. 이러한 기초상품 가격지

수 들은 인플레이션 선행지표로서 사용할 수 있으나 그 유용성이 제한적이서 사용

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 3

에 주의가 필요한 것으로 보고됨.(Moosa 1998, Garner 1995)

■ 인플레이션 선행종합지수는 각 부문별로 인플레이션에 선행하는 지표들을 조합하여 만든 것으로 각종 정보변수나 기초상품 가격지수가 경제의 한 측면만을 관찰한다는 한계를 극복한 것임.

○ 인플레이션과 선행적 연관이 있는 각 부문에서의 지표들, 즉 수요측 인플레이션

압력이나 공급측 비용압력, 해외부문의 가격충격 등을 적당한 가중치를 통하여 종

합 판단한다는 점에서 장점을 가짐.

○ 인플레이션 선행지수는 구성지표들간의 인과관계를 고려할 필요가 없이 인플레이

션에 대한 선행성만을 고려함으로써 경제구조변화에 따른 상호관계의 변화를 고려

할 필요가 없는 장점을 가짐. 또한 경험적으로 선행적인 지표들을 선정함으로써

인플레이션 전환국면과 방향에 대한 신뢰성 있는 조기 신호가 가능함.

○ 인플레이션 선행지수는 인플레이션의 순환변동성에 주목하여 인플레이션의 변동

방향과 전환점을 일정한 시차를 가지고 조기에 발견하는데 그 목적이 있음. 이러

한 인플레이션 변동방향을 조기에 파악함으로써 중앙은행과 정부는 인플레이션 목

표관리를 위한 선제적인 통화정책을 구현할 수 있음.

○ 대표적인 인플레이션 선행종합지수로는 콜롬비아 대학의 CIBCR(Center for

International Business Cycle Research)에서 작성하는 CIBCR 지수와 Niermira 지수와

FIG(future Inflation Guage) 지수가 있음.

■ 우리나라의 인플레이션 선행지수 산출은 인플레이션에 대한 전환국면과 진행방향을 제시함으로써 물가안정목표관리에 중요한 선행지표 역할을 수행할 수 있음.

○ 우리나라의 인플레이션 종합지수의 연구는 유창호, 노은영(1998)의 연구가 유일함.

○ 본 연구에서는 구성지표 선정에 있어서 outlier에 의한 spurious correlation 문제를 해

결하기 위해 대응성 수치(concordance measure)라는 선정기준을 도입하였음. 구성지

표를 조합하는 방식에 있어서는 유창호, 노은영(1998)에서 사용한 평균조합방식보

다는 주요인분석을 통하여 얻은 가중치를 사용한 가중치조합방식을 택하였음.

■ 본 연구에서는 먼저 우리나라의 인플레이션 추이를 분석하여 인플레이션에 대해 각 부문별로 연관성과 선행성을 가진 구성지표 후보들을 선정함(II장). 그리고 여기서 선정된 구성지표 후보들과 인플레이션과의 교차상관성(cross correlation), 대응성(concordance) 분석을 통하여 구성지표를 선정함. 마지막으

4

로 주요인 분석을 통해 가중치를 추정하고 이에 따라 선행종합지수를 산출

함.(III장).

II. 우리나라 인플레이션 변동 추이와 요인 분석

1. 우리나라 인플레이션의 변동 추이

■ 우리나라의 인플레이션 상승률은 1980년대 이전에는 경제개발 초기의 개발 인플레이션과 1970년대의 오일쇼크로 인한 만성적으로 높은 인플레이션에 시달렸으나 1980년대에 들어서 오일가격의 안정과 정부의 강력한 물가안정

정책으로 평균 5%대의 비교적 안정적인 모습을 보여 왔음. 그러나 80년대 말 이후 3저 현상으로 인한 경기호황과 87년 노동법 개정이후 임금상승으로 다시 불안정한 상승세를 보이다가 다시 90년대 초반 들어 경기안정과 함께 5~6%대의 안정적인 추세를 보임. 그러나 1997년 외환위기로 인하여 환율, 수입물가지수의 급격한 상승으로 높은 물가 상승세를 보인 이후 경기침체에 따라 큰 폭으로 하락하여 작년에는 소비자물가 상승률이 0.8%을 기록하였음.

<그림 II-1> 소비자물가 상승률

0

10

20

30

40

1971 1975 1979 1983 1987 1991 1995 2000

(%)

소비자물가 상승률

자료: 통계청

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 5

■ 최근의 물가는 작년 연간 GDP 성장률이 10.7%로 경기회복이 빠르게 진행되

었고 국제 유가도 작년부터 최근까지 2배 이상의 상승을 보여 물가상승압력

에 대한 우려가 다시 대두되고 있음. 인플레이션도 지난 6월부터 전년동월

대비 2%대로 올라서는 등 물가상승의 조짐이 나타나고 있음.

■ 우리나라의 인플레이션은 1982년을 기점으로 통계적으로 유의한 구조변화를 겪게 됨. 1966년부터 1981년까지의 우리나라 물가상승률은 15.5%로서 82년 이후의 평균적인 물가상승률 5~7%에 비하여 상당히 높은 수준이었음을 알 수 있음. 유창호, 노은영(1999)의 Chow 검정 결과에 따르면 1%의 통계적 유의 수준에서 소비자물가 상승률은 1982년 이후 뚜렷한 구조적인 변화를 겪은 것으로 나타남. 이에 따라 본 연구에서도 1982년 이후의 자료를 사용함.

■ 인플레이션 지표로는 식료품을 제외한 소비자 물가지수를 사용하였는데 이는 식료품물가가 계절적인 요인과 자연변화에 단기적으로 큰 영향을 받고 그 변동폭이 커 선행적으로 식료품의 물가변화를 예측하는데 어려움이 있기 때문임. 또한 우리나라의 근원 인플레이션으로서 식료품을 제외한 소비자물

가 상승률이 적당할 수 있음이 알려져 있음(오정근, 1999).

■ 계절적인 요인을 제거하기 위하여 X-11 방식에 의한 계절조정을 실시 하였

으며 추세를 보다 명확히 하기 위하여 6개월 평탄화 연율을 사용하였음.

6개월 평탄화연율 100}1)

12

{(12

1

×−=

∑=

−i

it

t

CPI

CPI (1)

■ 인플레이션의 전환점을 식별하는 데에는 미국의 NBER(National Bureau of Economic Research)에서 사용하는 시계열 순환 분석기법인 Bry-Boschan 분석

기법을 사용하였음.

○ 먼저 전후 각각 5개월의 기간 중 물가상승률이 가장 크거나 낮은 시점을 기준 시

계열의 국지적(local) 정점과 저점으로 파악함.

○ 국지적 정점 : 5,..,1, => ± kXX ktt 일 때 (2)

○ 국지적 저점 : 5,..,1, =< ± kXX ktt 일 때 (3)

○ 이러한 국부정점과 저점이 순환국면에서의 정점과 저점으로 확정되기 위해서는

먼저 정점과 저점이 번갈아 일어나야 하고, 순환국면이 적어도 6개월이상 지속되

6

어야 하며 전체적인 순환의 길이가 15개월 이상이어야 하는 제약조건이 있음.

○ 이러한 제약조건은 시계열에서의 급작스런 outlier로 인한 의사순환 검출을 방지하

고 빈번한 순환 검출을 방지하기 위한 것임.

■ 우리나라의 인플레이션 순환 변동추이를 살펴보면 우리나라는 1982년 이후 총 4번의 순환을 경험한 것으로 나타나며 현재 5순환기에 있음을 알 수 있음.

○ 1순환기는 수축이 1985년 2월까지 이어진 것으로 나타나는데 이는 1980년대 초 정

부의 강력한 물가안정정책에 따른 결과로 해석됨. 이는 이 기간동안의 통화량

(M2A)의 변동률을 살펴보면 정부가 금융부문에서 통화량 감소를 통해 물가안정에

기여한 것을 확연히 알 수 있음. 통화량의 변동율은 81년 30.6%, 82년 33.0%, 83년

16.4%, 84년 7.6%로 급격히 감소하였음.

○ 그러나 이후 짧은 확장과 수축기를 거쳐 87년 7월 이후 90년 1월까지 30개월간 큰

폭의 확장이 있었음. 이 2순환의 확장기는 수요와 공급측면의 인플레 상승요인에

기인한 것으로 생각됨. 수요측면에서는 86년부터 시작된 3저 현상으로 인한 이례

적인 경기호황에 따른 수요확대가 큰 폭으로 나타남. 이와 더불어 공급측면에서는

87년 노동법 개정으로 인한 임금비용상승이 88년 이후 본격화 되었음.

<표 II-1> 우리나라 인플레이션(농산물 제외) 순환주기

저점 정점 지속기간

시점 인플레이션(%) 시점 인플레이션(%) 확장기 수축기 전체

1981.~1985.1 4.4

제 1 순환

제 2 순환

제 3 순환

제 4 순환

제 5 순환

1985 년 2 월

1987 년 7 월

1994 년1 월

1997 년 7 월

1999 년 3 월

0.9

2.2

4.1

3.6

-1.9

1985년12 월

1990 년 1 월

1995 년9 월

1998 년 2 월

3.2

9.0

6.3

13.5

10개월

30 개월

19 개월

7 개월

19 개월

48 개월

22 개월

13 개월

29 개월

78 개월

41 개월

20 개월

1999.3~2000.9 1.8

○ 2순환기의 수축기는 48개월로써 90년 1월부터 94년 1월까지 상당히 긴 기간동안

하락하였음. 인플레이션도 정점 9.0%에서 저점 4.1%까지 크게 하락함. 이는 3저

이후의 경기하강과 91년 이후 진정된 임금상승추세가 영향을 미친 것으로 생각됨.

이후 물가는 외환위기 이전까지 완만한 상승과 하락으로 이어지며 4~5%의 안정적

인 물가상승률을 기록함.

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 7

○ 4순환기는 가장 짧은 18개월의 순환기간을 기록하였음. 이는 외환위기를 겪으면서

환율과 수입물가지수가 급격한 변동을 겪었던 데 기인함. 97년 7월부터 98년 2월까

지 7개월동안 물가상승률이 3.6%에서 13.5%까지 크게 상승하였으나 급속한 경기

침체의 영향으로 99년 3월 –1.9%까지 물가상승률이 하락하였음.

<그림 II-2> 농수산물 제외 소비자물가 상승률 순환주기

(계절조정, 6 개월 평탄화연율)

농수산물 제외 소비자물가

-4

0

4

8

12

16

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

(%)Trough Peak T P T P T P T

자료: 통계청

2. 수요측 요인

■ 물가상승률의 수요측 요인으로는 통화팽창에 의한 경우와 경기상승에 따른 초과수요의 확대로 물가가 상승하는 경우가 있음. 따라서 통화적인 측면으

로 통화량(M2A)과 예금은행 대출금의 변동추이와 경기 순환적인 측면으로 실업률의 변동추이를 인플레이션과의 상관관계의 관점에서 살펴봄.

○ 통화량은 80년대 초 급격히 하락하는 추세를 보여주는 데 이는 80년대 초반의 정

부의 강력한 물가안정 의지에 따른 급격한 통화긴축의 영향에 따른 것으로 분석됨.

이후의 움직임에서도 인플레이션의 변동방향과 상당한 상관관계를 가지고 움직이

는 것으로 나타남.

8

<그림 II-3> 인플레이션 및 통화량증가율 추이

인플레이션

통화량(M2)-5

0

5

10

15

20

25

1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999

(인플레, %)

0

10

20

30

40

50

60

70(통화량 , %)

자료: 한국은행

○ 예금은행 대출금은 신용창출에 의한 물가팽창요인을 나타내 주는 데 대체로 물가

상승률과 정(+)의 관계를 보이며 움직이고 있음. 88년과 90년 사이의 신용확대가

두드러지는데 이 시기의 물가상승에 영향을 주었을 가능성이 있으며 또한 외환위

기 이후에는 물가상승률과 상당히 밀접한 관계로 움직임을 알 수 있음.

<그림 II-4> 인플레이션 및 예금은행 대출금증가율 추이

-5

0

5

10

15

20

25

1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999

(인플레 , %)

-1

0

1

2

3

4(대출금, %)

인플레이션

예금은행 대출금

자료: 한국은행

○ 경기순환 측면에서의 수요의 변동을 알 수 있는 실업률의 변화 추이를 살펴보면

물가상승률과 대체로 부(-)의 관계를 가지고 움직임으로써 이론과 부합함을 알 수

있음. 그러나 80년대 초반의 급격한 하락은 실업률의 완만한 하락추세에 비추어

설명하지 못하는 데 이는 결국 이 시기의 물가하락은 정부의 적극적인 통화정책에

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 9

기인함을 알 수 있음.

○ 86년 이후의 급격한 실업률 하락에 비추어 이 시기의 3저 호황이 수요확대를 이끌

며 물가상승을 주도하였음을 보여줌. 또한 외환위기 시기의 급격한 실업률 상승과

경기침체는 같은 시기의 물가폭락과 큰 연관이 있음을 보여줌으로써 수요측 요인

이었음을 나타내줌.

<그림 II-5> 인플레이션 및 실업률 추이

-4

0

4

8

12

1982 1985 1988 1991 1994 1997

(인플레 , %)

0

2

4

6

8

10(실업률, %)

인플레이션

실업률

자료: 통계청

3. 공급측 요인

■ 물가상승은 수요측 요인뿐만 아니라 공급비용의 상승에 의한 물가상승(cost-push inflation)이 있을 수 있음. 주요한 공급비용 항목으로는 임금비용과 원자

재비용이 있는데 이들의 추이와 물가상승률을 비교해 봄으로써 이들간의 상관관계를 살펴봄.

○ 제조업 분야에서의 임금비용 추이를 살펴보면 88년에 큰 변화를 겪게 되는 것을

알 수 있음. 80년대 초반에는 안정적인 추세를 보임으로써 이 시기의 급격한 물가

하락과는 연관이 없으나 87년 이후 급격한 상승 형태를 보이는 데 이는 87년 노동

법 개정에 의한 근로임금 상승이 그 계기가 된 것으로 분석됨. 이러한 급격한 상

승은 이 시기의 물가상승에 3저 호황과 더불어 비용측면에서 영향을 미친 것으로

분석됨.

○ 91년 이후 임금상승률은 완연한 하락 추세를 보이는 데 이 시기의 물가상승률 하

락에 영향을 기여한 것으로 분석됨. 또한 외환위기 시기에도 급격한 임금상승률

10

하락으로 수요면에서의 경기침체와 더불어 물가하락세를 도운 것으로 분석됨.

<그림 II-6> 인플레이션 및 총임금증가율 추이

인플레이션

임금상승률

-4

0

4

8

12

16

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000-30

-15

0

15

30

45

60(인플레, %) (임금 , %)

자료: 통계청

○ 우리나라의 물가변동 요인 중에 중요한 공급측 요소는 해외의 원자재 물가의 추이

인데 이는 우리나라의 원자재의 해외 수입 의존도가 높고 국제 원자재의 가격 변

동이 심한 데 그 원인이 있음. 80년대의 물가안정에는 석유 및 천연가스의 급격한

하락에 기인한 바가 있는 것으로 분석됨. 그러나 국제유가와 원자재의 변동성이

심하여 실제 인플레이션과의 상관관계는 크지 않은 것으로 나타남.

<그림 II-7> 인플레이션 및 석유 / 천연가스 수입물가지수증가율 추이

-5

0

5

10

15

20

25

1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999

(인플레 , %)

-100

-50

0

50

100

150(석유/천연가스 , %)

인플레이션

석유／천연가스 수입물가지수

자료: 통계청

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 11

III. 인플레이션 선행지수 작성

1. 구성지표의 선정기준

■ 주요 인플레이션 선행지수의 구성지표

<표 III-1> 주요 선행 종합지수의 구성지표

자료: 유창호, 노은영(1998)

■ 인플레이션 선행지수를 구성하는 지표들의 선정을 위하여 수요와 공급측면

에서의 대표성이 있는 대상후보 지표들을 선별함.

○ 수요측면에서는 금융부문과 실물경기 부문에서 일반적으로 대표성이 있는 것으로

인정되는 지표들로 후보 지표로 선정하였음. 금융부문에서는 통화량지표로서 M2A,

M3, 예금은행 대출금, 금융기관 총대출금, 총 민간신용을 각각 포함하였음. 이자율

로는 3년 만기 회사채수익률을 사용하였음.

○ 인플레이션은 실물경기에 대체로 후행하는 경향을 보이는 것으로 알려져 있음으

로 경기선행지표 뿐만 아니라 동행, 후행하는 지표들도 포함함. 경기에 후행하는

지표로는 비농가실업률, 생산자제품재고지수를 경기동행지표로는 어음부도율, 산

업생산지수, 제조업 가동지수, 경기동행지수의 순환변동치를 고려하였으며 경기선

CIBCR지수 Niemira 지수 FIG지수 유창호, 노은영(’98)

노동시장 취업률 실업률 실업보험대상 실업률

민간 취업자수

취업률

수요 국내 총신용 - 정부부채

부동산 대출

예금은행 대출금

제조업 재고율

공급비용 JOC산업용 원자재 가격지수

CRB 현물가격지수

국내석유가격

농산물 가격

JOC 산업용 원자재 가격지수

원재료 생산자물가지수

해외부문 수입물가(원유제외) 교역량 가중확율지수 수입물가(원유제외) 원화표시 수입물가지수

서베이 NAPM가격동향지수

NAPM판매자실적지수

D&B예상판매가격지수

NAPM 가격동향지수

NAPM판매자실적지수

NAPM판매자실적자수

금리격차 - - 장단기 금리차

12

행지표로는 기계수주액과 경기선행지수 자체를 포함하였음

○ 공급측면에서는 비용요소별로 구분하여 임금비용부문에서는 총임금 상승률, 제조

업임금상승률, 서비스업 임금상승률을 고려하였음. 원자재비용으로는 생산단계별

물가지수 품목 중 다양한 원자재 물가지수 품목의 상승률을 고려하였고 해외충격

부문으로는 수입물가지수와 수입물가지수 중 석유 및 천연가스 품목, 환율을 고려

하였음.

○ 이외에도 향후 포함을 고려할 수 있는 지수들로는 서베이 자료들이 있는데 기본적

으로 한국은행에서 발표하는 기업경기지수(BIS)와 소비자평가지수(CIS) 지수가 있

음. 또한 2000년 들어 새로 작성되어 발표되는 서비스업 활동지수도 향후 고려할

필요가 있음. 이는 서비스업의 비중이 제조업 분야보다 커진 경제구조에서 산업생

산지수의 증가율만으로는 인플레이션 추세를 파악하기 어려운 점이 있기 때문임.

<표 III-2> 인플레이션 선행지수 부문별 구성 후보지표

구성 후보지표 비고

통화량 M2A M3 은행예금 대출금

통화금융기관 대출금

총대출금

총 민간신용

이자율

S.A., 6개월 평탄화 연율

S.A., 6개월 평탄화 연율

S.A., 6개월 평탄화 연율

S.A., 6개월 평탄화 연율 S.A., 6개월 평탄화 연율

S.A., 6개월 평탄화 연율

원계열

초과수요 비농가 실업률

어음부도율

제조업 가동지수

생산자제품재고지수 산업생산지수

기계수주액

경기선행지수

경기동행비수 순환변동치

S.A., 전월포함 이전 5 년 평균에 대한 비율, 역계열

S.A., 전월포함 이전 5 년 평균에 대한 비율, 역계열

S.A. , 6개월 평탄화 연율

S.A. , 6개월 평탄화 연율 S.A. , 6개월 평탄화 연율

S.A. , 6개월 평탄화 연율

6 개월 평탄화 연율

6 개월 평탄화 연율

공급비용 총임금

제조업 임금 서비스업 임금

에너지 생산자 물가지수

원자재 물가지수

제조업 원자재 물가지수

S.A. , 6개월 평탄화 연율

S.A. , 6개월 평탄화 연율 S.A. , 6개월 평탄화 연율

S.A. , 6개월 평탄화 연율

6 개월 평탄화 연율

6 개월 평탄화 연율

해외부문 수입물가지수

원유 및 천연가스 수입물가지수

대미환율

6개월 평탄화 연율

S.A. , 6개월 평탄화 연율

원계열

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 13

■ 24개의 구성후보지표들 가운데 인플레이션과의 상관성, 대응성, 시차성을 선정기준으로 하여 구성지표를 선정함.

○ 인플레이션과의 상관성은 각 지표들과 인플레이션과의 교차상관(cross correlation)

분석을 통하여 두 지표간의 상관성을 1~24개월의 시차를 두고 분석하였음.

○ 인플레이션 순환과 각 지표들의 순환상태가 서로 어느 정도 대응되는 지를 파악하

기 위하여 대응성 수치(concordance measure)를 추정하였음. 교차상관관계 분석과 마

찬가지로 1~24개월의 시차를 두고 분석하였음.

○ 대응성 수치는 Pagan과 Harding(1999), Mcdermott and Scott(1999)에 의해 제시된 non-

parametric 방법을 사용하여 추정하였음. 대응성 수치를 파악하기 위해서는 각 지표

들의 순환주기를 파악해야 하는데 이는 인플레이션 순환을 파악한 것과 동일한

Bry-Boschan 방법을 사용함.

○ 대응성 수치는 두 시계열의 순환주기가 서로 얼마만큼 대응되는지를 간단한 non-

parametric 방법으로 측정하는 수치임. 이 수치는 두 시계열이 순환 주기상에서 서

로 같은 상태(즉, 상승기 혹은 하강기)에 있었던 비율을 추정하는 것임.

○ Xi 와 Xj의 시계열이 있을 때 Si,t는 Xi 가 확장 국면일 때는 1, 하강 국면에 있을

때는 0의 값을 갖는 변수로 지정함. 여기서 대응성 수치는 다음과 같이 계산됨.( T

는 시계열 자료 크기)

, 0≤ Cij ≤ 1 (4)

○ 대응성 수치는 0≤ Cij ≤ 1의 값만을 취하게 되는 데 Mcdermott and Scott(1999)는

Monte Carlo Simulation을 이용하여 이 수치의 분포도를 구함. Sample size가 155일 때

1%의 significance level에서 0.72, 5%에서 0.68, 10%에서 0.66의 한계수치(threshold

value)을 갖게 됨. 반면 Sample size가 220일 때 1%의 significance level에서 0.69, 5%

에서 0.66, 10%에서 0.65의 한계수치(thresgold value)을 갖게 됨.

○ 대응성 수치는 두 가지 면에서 통계적인 강점이 있는데, 먼저 2진 변수(binary

indicator)인 Si,t는 안정적(stationary)이므로 다양한 통계기법의 적용이 용이한 점과

모든 non-parametric 기법에서와 마찬가지로 표본자료의 분포구조(distribution

structure)와 독립적이라는 것임.

)}1)(1()({ ,1 ,,,1

tj

T

t titjtiij SSSSTC ∑=− −−+×=

14

2. 구성지표들의 적합성 분석

1) 인플레이션과 구성후보지표와의 상관관계 분석

■ 구성후보지표 중에서 선행종합지수의 구성지표를 선정하는 데는 1982년부터 1997년 7월까지의 자료를 사용하였음. 자료를 1997년까지 제한한 것은 외환

위기의 영향으로 환율이 급격히 상승하기 시작한 이후에 우리 경제의 거시

변수 들의 상관관계에 상당한 변화가 있는 것으로 추정되기 때문임. 실제로 2000년 9월까지의 자료를 사용한 경우에 상관관계에 있어서 몇몇 변수들이 상당히 다른 양상을 나타내어 전체 자료를 사용할 경우 구성지표 선정이 왜곡될 우려가 있음.

<그림 III-1> 금융부문 교차상관계수

M2A M3

총대출금 예금은행 대출금

이자율총 민간신용

-0.2

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

-0.4-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

■ 각 지표들은 추세(trend)을 명확히 하기 위하여 대부분 6개월 평탄화 연율을 사용하였고 어음부도율과 실업률은 지난 5년간의 평균에 대한 비율을 사용

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 15

하였음. 이자율과 환율은 원계열을 사용하였음. (표3 참조)

■ 금융분야와 인플레이션 상관관계 분석

○ 금융부문을 보면 M2A, M3, 은행예금 대출금, 총대출금, 총 민간신용 모두 인플레

이션과 유의한 정(+)의 상관관계를 나타내고 있음. 특히 금융기관 총대출금과 총

민간신용이 높게 나타났는데 총대출금은 6개월의 시차에서 0.53, 총 민간신용은 12

개월의 시차에서 0.59의 상관계수를 나타냄. 대부분의 금융부문 변수들이 6개월 이

내에 단기적으로 높은 상관관계를 보인 이후 감소하는 것에 반해 장기적인 개념의

통화금융까지 포함한 총 민간신용은 12개월의 시차에서 높은 상관관계를 보이는

것으로 나타남.

■ 초과수요지표와 인플레이션과의 상관관계분석

○ 초과수요의 추정에는 잠재 성장률이나 자연실업률과 같은 이론적인 추정치가 필

요한 데 이러한 이론적인 추정치 들은 추정방법에 따라 그 값이 불안정하고 월별

변동치에 대한 교차상관성을 분석하는 데에는 부적합함. 따라서 그 대리 변수

(proxy variables)들로써 경기판단에 사용되는 지표들을 사용하였음.

○ 우선 경기에 동행하거나 후행하는 것으로 알려진 비농가 실업률, 생산자 제품재고

지수, 제조업 가동지수, 산업생산지수, 경기동행지수 순환변동치를 분석하면 비농

가실업률이 대체적으로 높은 상관관계를 가짐을 알 수 있음. 비농가실업률은 6개

월과 23개월의 시차에서 각각 0.39와 0.55의 상관관계를 나타냄. 반면 다른 변수들

은 오히려 기대와 반대되는 상관관계를 나타냄.

<그림 III-2> 초과수요 교차상관계수1

비농가 실업률 (역계열) 제조업 가동지수

생산자 제품재고지수 산업 생산지수

00.2

0.40.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)-0.4-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)-0.4-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

16

○ 경기에 선행하는 것으로 알려진 기계수주액, 어음부도율, 통계청에서 발표하는 경

기선행지수를 분석하면 어음부도율 외에는 인플레이션과의 상관관계가 유의하지

않거나 기대와 반대되는 양상을 나타내고 있음. 어음부도율은 17개월과 23개월에

서 각각 0.36과 0.39의 상관관계를 나타냄.

<그림 III-3> 초과수요 교차상관계수2

기계수주액

어음 부도율

경기선행지수

경기동행지수 순환변동치

1 5 9 13 17 21 (lags)-0.2

00.20.40.60.8

1

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

1 5 9 13 17 21 25 (lags)-0.4-0.2

00.20.40.60.8

1

■ 비용부문지표와 인플레이션과의 상관관계분석

<그림 III-4> 공급비용 교차상관계수

총임금 제조업 임금

서비스업 임금 에너지 생산자 물가지수

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

-0.20

0.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)-0.2

00.20.40.60.8

1

1 5 9 13 17 21 25 (lags)

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 17

○ 공급비용부문에서는 임금비용에 대하여 총임금, 제조업 임금, 서비스업 임금으로

세분화 하여 상관관계를 분석해 보았고 원자재 비용으로는 원자재 물가지수와 제

조업 원자재 물가지수, 에너지 생산자 물가지수를 고려하였음.

○ 모든 비용 변수들이 정(+)의 상관관계를 보여 인플레이션에 비용부문이 영향을 미

친다는 것을 확인할 수 있음. 6개월의 시차에서 총임금 0.36, 제조업 임금 0.33, 원

자재 물가지수 0.36로 나타남. 그러나 에너지 생산자 물가지수는 6개월의 시차에서

0.11의 상관관계를 보여 인플레이션과의 상관성이 낮은 것으로 나타남.

■ 해외부문비용지표와 인플레이션과의 상관관계분석

○ 해외부분에서는 환율, 수입물가지수, 석유 및 천연가스의 수입물가지수를 고려하

였는데 석유 및 천연가스 수입물가지수만이 유의한 정(+)의 관계를 가진 것으로

나타남. 석유 및 천연가스 수입물가지수는 10개월의 시차에서 0.26의 상관관계를

갖는 것으로 나타남.

<그림 III-5> 해외부문 교차상관계수

석유 및 천연가스 수입물가지수수입물가지수1 1

-0.4

-0.20

0.20.40.60.8

1 5 9 13 17 21 25-0.2

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1 5 9 13 17 21 25

2) 대응성(concordance) 분석

■ 대응성(concordance) 측면에서 각 구성지표와 인플레이션과의 관계를 살펴

보면 교차상관관계 분석과는 다른 결과를 볼 수 있음. 대응성 분석에서는 큰 변동폭을 가진 outlier에 의해서 상관관계가 크게 변화하는 상황이 배제

되고 상관크기에 상관없이 오직 순환주기의 대응성에 영향을 받으므로 두 지표가 일정한 선행성을 가지고 어느 정도 같이 움직이는 지를 파악할 수 있음.

■ 금융부문에서의 대응성 수치는 M2A가 11~16개월에서 0.63, 예금은행 대출금

이 10~14개월에서 0.60, 금융기관 총대출금 8~12개월에서 0.68, 총민간신용은

18

6개월에서 0.63의 높은 수치를 나타내었음.

<그림 III-6> 금융부문 대응성(concordance)

M2A M3

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

총대출금 총민간신용

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

예금은행 대출금 이자율

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

■ 초과수요 측면을 살펴보면 교차상관분석 결과와 일치하여 비농가 실업률

의 역계열과 어음부도율만이 높은 대응성을 나타냄. 비농가 실업률의 역계

열은 6~7개월의 시차에서 0.77의 대응성을 보이고 어음부도율은 14~16개월

에서 0.77의 대응성을 나타냄. 산업생산지수가 6개월 미만의 단기에 0.6의 대응성을 보인 것을 제외하고는 다른 변수들은 대응성이 없는 것으로 나타남.

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 19

<그림 III-7> 초과수요 대응성(concordance)

기계수주액( 경기동행지수 순환변동치

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

비농가실업률 제조업 가동지수

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

생산자 제품 재고지수 산업생산지수

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

어음부도율

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

경기선행지수

■ 비용측면에서는 제조업 임금비용만이 유일하게 11개월의 시차에서 0.60의 대응성을 나타내었고 다른 변수들은 모두 대응성 수치가 0.6이하로 미비한 것으로 나타남.

20

<그림 III-8> 공급비용 대응성(concordance)

총임금 제조업 임금

원자재 생산자 물가지수 서비스업 임금

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

0

0.20.4

0.6

0.81

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.20.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

■ 해외부문에서는 수입물가지수, 석유 및 천연가스 수입물가지수가 대응성이 있는 것으로 나타남. 수입물가지수는 23~24개월에서 0.60, 석유 및 천연가스

의 수입물자지수는 16~17개월에서 0.64의 대응성을 갖는 것으로 나타남.

<그림 III-9> 해외부문 대응성(concordance)

석유 및 천연가스 수입물가지수 수입물가지수

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

3) 최종 구성지표 선발

■ 최종적으로 인플레이션과 일정한 시차를 가지고 적합한 상관성, 대응성을 가진 것으로 판단되는 지표들을 부문별로 한 변수씩 구성지표로 선정함. 여기서 고려하는 선행시기는 중앙은행이 선제적으로 물가상승압력을 낮출 수 있는 시기이어야 함으로 6개월 이상이어야 함. 여기서는 일정한 선행적인 시차의 기준으로 7개월에서 15개월 사이의 시기로 정하였음. 따라서 이 시

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 21

기동안 각 부문별로 상관성과 대응성이 가장 큰 지표를 구성지표로 선정함.

■ 금융수요 측면에서는 총 민간신용, 실물부문 수요측면에서는 실업률의 역계

열, 공급비용측면에서는 제조업 임금, 해외부문에서는 석유 및 천연가스의 수입물가지수가 각각 선정되었음. 즉, 이들 변수들은 상관성, 대응성, 선행성

의 관점에서 우리나라의 인플레이션에 대한 정보변수로서의 가치가 가장 큰 변수들임을 나타냄.

<표 III-3> 부문별 구성 후보지표의 상관성, 대응성 수치

부문별 구성 후보지표 상관계수 평균치

(7~15개월)

대응성 계수 평균치

(7~15개월)

통화량 M2A M3 은행예금 대출금

통화금융기관 총대출금

금융기관 총대출금

총 민간신용

이자율

0.17

0.22

0.09

0.47

0.44

0.56

0.30

0.62

0.52

0.60

0.79

0.67

0.58

0.55

초과수요 비농가 실업률

어음부도율

제조업 가동지수

생산자제품재고지수

산업생산지수

기계수주액

경기선행지수

경기동행비수 순환변동치

0.35

0.26

-0.25

0.35

-0.18

0.01

-0.25

-0.07

0.72

0.75

0.40

0.40

0.49

0.58

0.40

0.43

공급비용 총임금

제조업 임금

서비스업 임금

에너지 생산자 물가지수

원자재 물가지수

제조업 원자재 물가지수

0.30

0.28

0.21

0.07

0.22

0.22

0.30

0.63

0.34

0.47

0.50

0.47

해외부문 수입물가지수

원유 및 천연가스 수입물가지수

대미환율

-0.05

0.22

-0.50

0.48

0.62

0.27

■ 금융수요 측면에서는 총 민간신용, 통화기관 대출금, 금융기관 대출금이 모두 높은 상관성과 대응성을 나타내었음. 그러나 작년 말 대우사태 이후 금융

변수들 간에 크게 다른 추이를 보이고 있는데 가계신용을 중심으로 대출금

22

이 늘어난 반면 투신권을 중심으로한 채권시장은 심각한 신용경색 현상을 보이고 있음. 이는 투신권의 자금이 대거 이탈하여 안정적인 은행으로 이동

한데 기인하는데 현재 우리나라의 금융시장의 전체적인 신용경색 현상을 반영하기 위하여 총 민간신용을 구성변수로 사용하였음.

■ 선발된 구성지표들은 각각 발표되는 시점이 다른데 통상 임금통계와 총 민간신용 통계가 실업률과 수입물가지수보다 각각 1개월과 2개월 늦게 발표됨. 이점을 감안하여 가중치 선정과 선행지수 종합에 있어서 임금지표와 민간신

용 지표는 각각 1개월과 2개월의 시차를 두고 추정하였음.

3. 가중치 추정과 선행종합지수 산출

■ 선정된 구성지표를 가지고 인플레이션 선행종합지수를 산출하는데 있어서 각각의 가중치를 산정하는 것이 중요한 과제임. 유창호, 노은영(1998)에서는 변동률을 정상화(normalization)한 다음 동일한 가중치, 즉 단순평균합산하였

으나 이는 각 구성지표들이 인플레이션에 미치는 파급효과가 다른 점을 감안할 때 무리한 가정임.

■ 본 연구에서는 주요인분해분석(principal component analysis)을 통해 각 지표들

의 가중치를 추정하는 방식을 채택하였음. 주요인분해분석은 다변수들간의 상관관계(correlation matrix) 분석을 통해 변수들의 상관관계를 가장 잘 설명

하는 공통적인 주요인성분(principal component)을 산출하는 것임. 주요인 성분

이 결정되면 이 성분에 직교하는 제2, 제3의 주요인성분을 산출하는 작업을 반복하여 상관관계를 모두 설명할 때까지 주요인 성분들을 산출함.

■ 이러한 분석은 변수들간에 공통적인 주요인이 있을 경우 변수들 간의 가중

합산을 통하여 주요인 변수를 추정하게 됨. 결국 이 새로운 변수는 관찰할 수 없는 공통적인 주요인에 대한 대리변수가 될 수 있음. 주요인 분석은 고려해야할 변수가 많고 그들 상호간에 상관관계가 높을 경우 변수의 수를 줄이는 데 주로 사용되며 최근에는 종합지수를 산출하는데 있어서 가중치를 산정하는 데에도 많이 사용됨. 그러나 변수선택이 잘못되었을 경우 의도와

는 다른 주요인분석이 될 수 있는 단점이 있음.

○ 주요인분석을 실시하기 이전에 각 변수들에 대하여 표준화(standardization)를 실시

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 23

함. 각 변수들을 각각 X1,..Xp라고 하였을 때 각각의 표준화된 변수 Z1,..,Zp 는 다음

과 같음. σpp는 variance(Xp), µp는 Xp의 평균값임.

(5)

○ 주요인(principal component) Yi은 표준화된 변수인 Zi의 고유벡터(eigenvectors)를 통해

얻어짐. Z =[Z1,Z2,...,Zp], e을 고유벡터라고 할 때

ZeY iiˆˆ'= , i=1,2, …, p (6)

○ 여기서 k번째 주요인이 상관행렬을 설명하는 정도를 나타내 주는 비율은 아래와

같음. λk는 고유값(eigenvalue)임.

k번째 주요인에 의한 변동(variance) 비중 = pk /λ , k=1,2,..p (7)

■ 구성지표의 주요인 분석

○ 총 민간신용 자료가 87년 이후 이용 가능하므로 증가율은 88년부터 97년 7월까지

의 자료를 사용하여 가중치를 산출하였음.

○ 주요인 분석에 의한 규준화와 고유벡터(eigenvector), 고유가치(eigenvalue)을 구하면

주요인들은 다음과 같이 분석됨.

○ 주요인 분석에서 1st 주요인을 살펴보면 그 구성변수들의 가중치가 모두 정(+)의

값을 갖고 있는 것을 감안할 때 1st 주요인(principal component)이 인플레이션에 영

향을 미치는 은닉공통요인(unobservable common component)으로 추정됨. 1st 주요인과

인플레이션의 교차상관관계를 보면 가장 높은 상관관계가 8개월의 시차에서 0.64

로 나타나 1st 주요인이 인플레이션에 대하여 일정한 선행성을 가지고 높은 상관관

계를 가짐을 알 수 있음.

○ 여기서 각 구성지표들이 서로 다른 가중치를 갖는 것을 알 수 있는데 임금비용과

초과수요 부문의 실업률(역계열), 통화량 변수인 총 민간신용이 모두 0.566, 0.532,

0.570으로 비슷하게 높은 비중을 차지하고 있으나 상대적으로 석유 및 천연가스의

수입물가지수는 그 비중이 0.267로 가중치가 낮게 추정됨을 알 수 있음.

pp

ppp

XZ

XZ

XZ

σ

µ

σµ

σµ

)(

)(

)(

22

222

11

111

−=

−=

−=

Μ

24

<표 III-4> 주요인 분석

총 민간신용 실업률(역계열) 제조업 임금 석유 및 천연가스

평균

표준편차

21.8

4.8

1.2

0.2

15.8

10.7

4.6

34.1

주요인 고유치 상관관계 비중 누적비중

1st 주요인

2nd 주요인

3rd 주요인

4th 주요인

1.54

1.16

0.71

0.59

0.39

0.29

0.18

0.14

0.39

0.68

0.86

1

고유벡터 1st 주요인 2nd 주요인 3rd 주요인 4th 주요인

총 민간신용

실업률(역계열)

제조업 임금

석유 및 천연가스

0.570

0.532

0.566

0.267

0.346

-0.467

-0.271

0.767

-0.513

-0.362

0.730

0.269

-0.5402

0.6062

-0.2693

0.5178

■ 인플레이션 선행종합지수 산출

○ 인플레이션 선행지수는 총 민간신용 자료가 87년 이후 이용 가능하므로 증가율을

고려할 때 88년 이후로 현재까지 작성이 되었음.

<그림 III-10> 인플레이션 선행지수와 인플레이션 순환주기

70

80

90

100

110

120

130

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000-3

0

3

6

9

12

15

선행지수

인플레이션

1993. 3

1995. 1

1999. 3

P T P T P T

○ 인플레이션 선행지수는 각 구성 변수들의 변동성이 상이하기 때문에 각 변동치를

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 25

대상기간 중 평균으로 나눈 표준화 변동치를 사용하였음. 표준화 변동치 Yit는

(8)

○ 월표준화 변동치를 구한 뒤 주요인 분석에서 구한 가중치로 합산하여 인플레이션

선행지수의 월별 변동치를 구하였음. 최종 선행종합지수는 해당월까지의 월별 변

동치를 누적 합산한 뒤 1995년 연평균을 100으로 하여 산출하였음.

4. 선행지수의 적합성 시험

■ 인플레이션과 선행지수와의 교차상관성(cross-correlation)

○ 인플레이션 선행지수와 인플레이션과의 교차상관계수는 1988년 1월부터 2000년 9

월까지의 자료를 사용하였을 때 5개월의 시차에서 0.73의 가장 큰 값을 나타냄. 또

한 7~15개월의 평균상관계수는 0.62로 유창호, 노은영(1998)의 0.55에 비해 상당히

높은 수치임을 알 수 있음. 또한 1988년 1월부터 1997년 7월까지의 자료를 사용한

교차상관계수 추정에서는 가장 큰 상관계수는 9개월의 시차에서 0.71로 나타나 외

환위기 이후 선행지표와 인플레이션과의 선행시차가 좁혀진 것으로 분석됨.

<그림 III-11> 선행지수 교차상관계수

선행지수 교차상관계수(1988.1-2000.9)

선행지수 교차상관계수(1988.1-1997.7)

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 5 9 13 17 21 (lags)

■ 인플레이션과 선행지수와의 대응성(concordance)

○ 인플레이션 선행지수와 인플레이션과의 대응성 수치는 1988년 1월부터 2000년 9

월까지의 자료를 사용하였을 때 상관계수의 경우와 마찬가지로 5개월의 시차에서

0.81의 가장 큰 값을 나타냄. 이 수치는 6, 7개월의 시차에서 0.69, 0.66을 나타내어

각각 5%와 10%이내의 significance level에서 유의성을 갖고 있는 것으로 나타남.

)1

/(1∑=∆∆=

n

i ititit Xn

XY

26

<그림 III-12> 선행지수 대응성(concordance)

인플레이션 선행지수 concordance 계수(1988.7-2000.9)

인플레이션 선행지수 concordance 계수(1988.7-1997.7)

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

0 4 8 12 16 20 24 (lags)0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

0 4 8 12 16 20 24 (lags)

■ 인플레이션 선행지수의 전환점 예측

○ 인플레이션 선행지수의 순환은 인플레이션의 순환과 대체적으로 일정한 시차를

두고 선행적으로 그 진행방향을 예시하는 것으로 나타남. 인플레이션의 3순환에서

는 저점은 9개월전에, 정점은 8개월전에 그 전환을 예측함. 반면에 외환위기 이후

전환점의 예측에 있어서 불안정한 모습을 보이는데 외환위기 시기인 제4순환기의

저점과 정점을 예측하지 못하고 제5순환기에 있어서도 저점의 선행시차가 1개월밖

에 되지 않음. 이는 외환위기 시기의 급격한 환율 변동과 그에 따른 수입물가지수

의 변동으로 인플레이션이 단기간에 큰 영향을 받아 급등락하였기 때문인 것으로

분석됨.

○ 최근 들어 인플레이션 선행지수의 국소정점이 작년 10월에 발생하여 올해 4월에

나타난 인플레이션 국소정점을 5개월 선행하여 예시해 주고 있어 환율 급변동에

따라 불안정해진 선행지수와 인플레이션의 관계가 회복되는 양상을 보이고 있음.

■ 인플레이션 선행지수는 우리나라의 인플레이션에 대하여 선행지표로서 일정

한 시차를 가지고 높은 상관관계와 대응성을 가지는 것으로 나타남. 그러나 최근 외환위기 시기동안에 환율의 급등락과 그에 따른 수입물가지수의 급등

락으로 인플레이션과 선행지수의 선행적 관계가 훼손되는 현상이 나타나고 있어 인플레이션 선행지수의 분석에 주의가 요구됨.

5. 최근의 경기상황과 향후 인플레 압력 진단

■ 최근의 국제 원유가의 상승이 우리경제에 미치는 파급효과에 관하여 많은 우려가 제기되고 있음. 국제유가는 99년 1/4분기에 최저 치인 12.9달러(WTI

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 27

기준)을 기록한 이후에 9월 34달러를 육박하는 등 거의 3배 가까운 상승이 이루어져왔음.

○ 국제 원유가격의 상승에는 미국과 유럽 선진국의 원유 재고량 부족과 다가오는 겨

울철 난방류 수요에 대비한 가수요가 작용하고 있음. 이는 재고분 해소가 단기간

에 이루어지기 힘든 점 등을 고려할 때 내년 1/4분기 까지 국제 유가가 높은 수준

을 유지할 것으로 전망됨.

○ 그러나 국제 유가의 수준이 거의 한계상황에 다다랐다고 판단되어지므로 앞으로

의 추가상승세는 완만하게 이루어질 가능성이 높음.

■ 통화측면에서는 작년 대우 사태 이후 금융시장에서 신용경색 현상이 지속되

고 있음.

○ 예금은행의 움직임만을 나타내주는 M2A와 예금은행 대출금은 작년 후반기와 현

재까지 외환위기 보다 오히려 더 높은 증가세를 유지하고 있음. 반면 신용금고와

같은 비통화 금융기관과 제2금융권을 포함한 총 금융기관의 대출금과 민간신용,

M3지표는 IMF 이후에도 계속적으로 악화되거나 마이너스 성장으로부터 개선되지

않고 있음.

○ 이는 작년 하반기에 있었던 대우 사태 이후 투신권에서 대규모의 자금이 이탈하여

안정성이 높은 예금은행으로 이동하였기 때문임. 그래서 예금은행의 대출금은 대

폭 증가하고 있으나 전체 금융기관의 대출금과 주식과 채권을 포함한 전체적인 신

용을 보면 계속 하락하고 있는 것임.

<그림 III-13> 최근 통화지표 추이

장기 금융자금 흐름단기 금융자금 흐름(%)

-2

0

2

4

6

1995 1996 1997 1998 1999 2000

예금은행대출금

M2A 상승률

총대출금 상승률

1995 1996 1997 1998 1999 2000

(%)

-0.5

0

0.5

1

1.5

2

M3 증가율

총신용 증가율

28

○ 작년 10월에 발생한 대우사태와 올해 초반이후 급격히 폭락한 주식시장의 침체로

전체적인 금융시장에 신용경색 현상이 꾸준히 지속되고 있음.

■ 실물경기는 지난해 급격한 수출증가세와 내수경기회복에 힘입어 10.5%의 경제성장률을 기록하였으며 올해에도 2/4분기 9.6%의 높은 성장세를 지속하고 있음. 그러나 올해 민간소비의 경우 2/4분기 이후 뚜렷한 침체 조짐을 보이

고 있고 설비투자 부문에서도 증가세가 둔화되고 있음. 또한 9월 산업활동

동향에서도 그 동안 꾸준히 높은 증가세를 유지하던 산업활동지수의 증가세

마저 크게 둔화되게 나타나는 등 경제 전반에 경기둔화의 조짐이 나타나고 있음. 이러한 내수침체의 조짐은 작년 이후 금융시장에 만연된 신용경색과 소비심리 위축의 영향으로 볼 수 있음.

■ 이와 같은 전체적인 경제상황을 고려하여 볼 때 우리 경제는 물가변동에 있어서 두 가지 상반된 압력이 존재하고 있음. 공급비용 측면에서는 작년 이후 지속되었던 국제유가의 상승에 의한 인플레이션 압력이 있음. 반면에 수요

요인에 있어서 작년 10월 대우 사태 이후 지속되어온 금융시장의 신용경색 현상으로 인한 통화량 감소와 최근에 가시화 되기 시작한 실물경기 둔화 조짐이 수요감소와 그에 따른 물가하락 가능성으로 작용하고 있음.

■ 결국 향후 물가의 진행방향을 판단하는데 있어서 관건은 비용측면에서의 물가상승 압력과 수요측면에서의 물가 하락 압력이 실제 어느 정도의 탄력성

을 가지고 각각 물가에 영향을 미치느냐 하는 것임.

■ II.2절에서 분석한 상관관계 분석을 통하여 보면 과거 시계열 상에서 석유 및 천연가스의 수입물가지수의 인플레이션에 대한 상관계수는 통화량이나 경기변동변수에 비해 상당히 낮게 추정됨을 알 수 있음. 또한 선행종합지수

의 가중치를 추정함에 있어서도 석유 및 천연가스 수입물가지수가 총 민간

신용이나 실업률, 제조업 임금비용에 비하여 가장 낮게 나타남.

■ 이러한 사실에 비추어 볼 때 최근의 국제유가 상승이 우리경제의 물가상승

률에 미치는 영향이 우려되는 것이 사실이나 금융시장의 신용경색과 실물경

기의 둔화로 그 상승압력이 상쇄될 수 있음을 시사함.

■ 종합적인 판단을 위하여 인플레이션 선행종합지수와 지수의 요인별 분석을 통하여 향후 물가상승압력을 진단하여 볼 수 있음.

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 29

■ 외환위기 시기의 선행지수는 97년 초반부터 하락세를 보이다가 외환위기 직후부터 급속한 하강국면을 맞음. 이에 반해 인플레이션은 97년 초반 하강국

면을 지나다가 외환위기 직후 급속히 상승하고 하락하는 데 이러한 외환위

기 직후의 선행지수와 다른 일시적인 급상승현상은 외환위기로 인한 환율상

승에 의한 것으로 분석됨.

○ 외환위기 당시의 선행지수는 97년 초반 이후 지속적으로 급격히 하락하는 양상을

보이고 있는데 이는 먼저 경기침체의 영향으로 실업률이 97년부터 상승한데 먼저

기인하고 또한 외환위기를 겪으면서 전체 금융시장의 총 민간신용이 외환위기 직

후 98년 초부터 급속한 신용경색을 나타난 데 주요인이 있음. 그러나 선행지수와

달리 외환위기 직후 인플레이션은 급속히 상승하는데 이는 대부분 환율상승에 따

른 수입물가지수의 영향으로 분석됨. 반면에 환율이 진정되면서는 선행지수가 예

고하는 바와 같이 경기침체와 신용경색의 영향으로 98년 전반과 99년 초반에 걸쳐

급속히 인플레이션이 하락하고 99년 1월과 5월 사이에는 디플레이션 현상까지 발

생함.

<그림 III-14> 선행종합지수와 구성지표의 누적치

석유 및 천연가스

수입물가지수

총 민간신용 제조업 임금

실업률 역계열

-20

-15

-10

-5

0

5

10

15

1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000

■ 작년의 경기회복세에 힘입어 선행지수는 99년 2월을 저점으로 하여 다시 상승국면에 진입하는데 인플레이션도 99년 6월 디플레이션 현상에서 벗어나며 상승국면을 나타냄. 이는 98년 7월을 저점으로 다시 실업률이 하락하며 회복되기 시작한 경기상승의 영향과 99년 2월을 저점으로 회복되기 시작한 총 민간신용이 주요한 역할을 한 것으로 보이며 99년부터 시작된 국제유가의 상승도 영향을 미치기 시작하였음.

30

■ 최근의 경기상황과 인플레이션 선행지수의 움직임.

○ 선행지수는 99년 10월을 국소정점으로 하락하다가 올해 4월 다시 국소저점을 나타

났으나 다시 8월에 하락하는 등 국지적인 등락 양상을 보이고 있음.

○ 이러한 선행지수의 움직임은 작년 10월의 대우사태 이후 심화되기 시작한 금융시

장의 신용경색 현상과 지난해와 올해 초의 경기회복, 국제유가 상승의 상반된 인

플레이션 압력이 동시에 나타나고 있는 것임.

○ 그러나 올해 하반기 들어 전반기까지 지속적인 상승을 보여왔던 실물경기부문도 8

월과 9월 들어 둔화되는 양상을 보이고 있음. 또한 국제유가의 상승도 올해 초까

지 큰 폭으로 상승한 이후 이미 높은 가격을 형성하여 추가 상승이 어렵고 소폭의

하락과 상승을 반복하고 있어 향후 인플레이션 압력에는 큰 영향을 미치지 않을

것으로 분석됨.

○ 이러한 선행지수의 등락 움직임은 향후 우리경제의 인플레이션의 향방에 시사하

는 바가 큼. 먼저 물가에 가장 큰 요인인 통화량 부문에서 금융경색의 지속으로

물가하락의 요인이 상존하고 물가상승 압력을 시사해 주던 실물경기 부문의 회복

세도 다시 둔화조짐을 보여 GDP 갭에 의한 물가상승 압력의 가능성이 줄어들며

국제유가도 향후 큰 폭의 상승이 어려워 물가상승 압력이 크지 않은 것으로 판단

됨. 이러한 움직임을 종합적으로 판단하여 볼 때 내년도 물가상승은 공공요금이

크게 인상되지 않는다면 대체로 올해 하반기 물가상승률을 유지할 것으로 분석됨.

■ 소비자 물가 상승률의 항목별 기여도 분석으로 본 부문별 물가상승 압력

○ 최근의 소비자 물가 상승률은 6월 이후 전년동월 대비 2%대로 상승세를 나타내고

있는데 이러한 물가상승이 어느 부문으로부터 발생하는지 기여도 분석을 통하여

알아봄. 기여도는 각 항목의 물가상승률에 (가중치/1000)를 곱하여 얻은 것으로 소

비자 물가상승률에서 각 항목이 기여한 물가상승률을 나타냄.

○ 소비자물가 상승률의 가중치는 서비스 486, 상품 514로 전체 1000으로 구성되어

있음. 서비스 항목은 다시 집세 127.5, 공공서비스 131.4, 개인서비스 227.1로, 상품

품목은 농축수산물 144.8, 공업제품 369.2으로 설정되어 있음. 공업제품 가운데 석

유류, 연탄은 38.2의 가중치를 갖고 있음.

○ 먼저 서비스와 상품의 기여도 추이를 살펴보면 1999년도 서비스 항목은 마이너스

기여를 하여 물가하락 부문이었다가 올해 들어 상품의 물가상승 기여도를 앞섬을

알 수 있음. 반면 상품의 기여도는 1998년 환율의 영향으로 크게 상승하였다가 99

년대부터 대체적으로 1% 초반대로 안정적인 모습을 보이고 있음.

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 31

<그림 III-15> 소비자물가 상승률 기여도 분석

-21996 1997 1998 1999 2000

0

2

4

6

8

서비스

상품

(%)

○ 서비스 부문 세부 항목의 물가상승 기여도를 살펴보면 올해 들어 서비스부문의 물

가상승을 공공서비스 부문에 주도하였음을 알 수 있음. 개인 서비스의 경우 금융

시장의 신용경색 현상과 경기침체 현상을 반영하여 작년까지 물가하락 부문 이었

다가 올해 들어 물가상승 부문이 되었으나 그 수준이 0.5%에 그쳐 낮은 수준을 지

속하고 있음. 집세는 지속적인 물가하락 부문이었음을 알 수 있음.

<그림 III-16> 서비스 항목 기여도 분석

1996 1997 1998 1999 2000-1

-0.5

0

0.5

1

1.5

2

2.5

집세

공공서비스

개인서비스(광의)

(%)

○ 반면에 공공서비스의 경우 작년 하반기 이후 지속적인 상승을 보이며 9월과 10월

에는 1.5%의 물가상승기여를 함으로써 10월 물가상승분의 52.6%을 차지하는 등

최근 물가상승의 가장 큰 부문임을 알 수 있음.

○ 상품의 물가상승 기여도를 살펴보면 농축수산물과 공업제품으로 나눌 수 있는데

변동성의 예측이 어려운 농축수산물을 제외하고 보면 공업제품은 작년 후반기 이

후 평균 0.55%의 물가상승 기여를 하였음을 알 수 있음. 이 가운데 석유류 및 연

32

탄의 물가상승 기여도는 0.40%로 공업제품 물가상승의 대부분을 차지함을 알 수

있음.

<그림 III-17> 공업제품 항목 기여도 분석

가공식품이외의공업제품석유류 , 연탄공업제품

-2

0

2

4

6

1996 1997 1998 1999 2000

(%)

○ 결국 최근의 물가상승을 주도하는 부문은 공공서비스 부문과 석유류 및 연탄 부문

임을 알 수 있음. 다른 부문은 오히려 경기침체의 영향으로 낮은 수준의 물가상승

을 유지하고 있거나 물가하락 부문임. 여기서 석유류 및 연탄 부문 역시 10월 물

가상승에서 14.2%을 차지할 뿐 크게 영향을 미치지 못하고 있음. 결국 최근의 물

가상승은 정부에 의한 공공서비스 부문의 요금인상이 가장 중요한 요인임을 알 수

있음.

<그림 III-18> 소비자물가상승률 기여도 백분율

석유류 , 연탄

석유류 , 연탄 외 공업제품

농축수산물

개인서비스 (광의)

공공서비스

집세

-30

0

30

60

90

120

150

2000년1/4분기

2000년2/4분기

2000년3/4분기

2000년10월

(%)

○ 이러한 기여도 분석은 선행종합지수 구성지표의 누적치 추정과 같은 결과를 암시

해 줌. 먼저 최근의 물가상승이 국제유가의 폭등으로 오는 영향은 최근 물가에 크

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 33

게 작용하지 않음을 나타내 주고 있고 오히려 가중치의 대부분을 차지하는 개인서

비스, 집세, 석유류 이외의 공업제품의 경우 최근의 신용경색 현상으로 인하여 큰

물가상승을 경험하지 않고 일부 부문의 경우 오히려 물가하락이 존재함을 말해주

고 있음.

○ 선행종합지수는 정부의 결정에 의해 변화하는 공공요금 지수를 고려하지 않음으

로 인플레이션의 분석에는 선행종합지수의 분석과 함께 농축수산물의 등락, 공공

요금지수의 향방을 고려한다면 향후 인플레이션의 움직임을 보다 정확히 진단할

수 있으리라 판단됨.

IV. 결론 및 시사점

■ 우리나라는 외환위기를 겪으면서 한국은행의 독립성을 보장하고 물가안정을 최우선 목표로 하기 위하여 인플레이션 목표관리제를 도입하였음. 이러한 인플레이션 목표관리제의 성공적인 수행을 위해서는 무엇보다도 인플레이션

에 대한 예측과 변동방향, 전환점을 사전에 파악할 수 있는 지표가 필요함.

■ 인플레이션 선행종합지수는 인플레이션에 선행하는 각종 선행지표들을 종합

함으로써 종합적인 인플레이션에 대한 변동방향과 전환점 파악을 가능케 해줌. 우리나라에서는 유창호, 노은영(1998)의 선행종합지수가 유일함.

■ 이 논문에서는 기존의 연구를 네 가지 방향으로 발전 시켰음.

○ 기존 연구에서 인플레이션 지수로 소비자물가상승률을 고려한 데 반하여 단기적

인 공급변동이 심하여 가격변동에 크게 영향을 미치는 농산물 품목을 제외하고 물

가상승률을 채택함으로써 보다 근원적인 관점에서의 물가변동을 고려하였음.

○ 구성후보지표들을 선발하는 과정에서 대응성의 검증을 위하여 기존 연구는 단순

히 인플레이션 전환점에 대하여 구성지표가 어느 정도의 선행성을 가지고 대응하

는지 여부를 관측함. 그러나 본 연구에서는 각 구성지표의 순환과 인플레이션의

순환이 서로 얼마 동안의 기간동안 대응 되는지를 측정하는 nonparametric방법인

대응성 수치(concordance measure)을 사용하여 검증을 시도함.

34

○ 또한 외환위기 과정에서의 거시경제 변수들간의 관계가 불안정해진 점을 감안하

여 구성지표 선정과 가중치 선정을 위한 자료 시기(data span)를 외환위기 이전으로

제한함.

○ 마지막으로 선발된 구성지표를 통하여 선행종합지수를 작성하는 과정에서 기존

연구는 단순 평균치만을 사용하였던 것을 본 연구에서는 최근 종합지수 산정에 있

어서 가중치 산출에 자주 쓰이는 주요인분석(principal component analysis)을 사용하

여 가중치를 산정하였음.(Cabrero and Delrieu, 1996, Holmes and Shamsuddin 1993, Ford,

1995)

■ 산출된 인플레이션 선행종합지수는 5개월의 시차에서 인플레이션과 가장 높은 상관관계 0.73을 갖는 것으로 나타나 인플레이션의 전환점을 예측하는 시차가 단기적인 단점이 있음. 그러나 7~15개월 시차에서의 평균상관관계 계수도 0.62로 유창호, 노은영(1998)의 평균 0.55에 비해 높은 수치 임을 알 수 있음. 뿐만 아니라 대응성 수치도 6~7개월의 수치에서 유의한 값을 나타

내어 전체적으로 선행종합지수는 인플레이션 선행종합지수로서 높은 유용성

을 갖는 것으로 분석됨. 최근의 선행시차가 5개월로 단기화한 점은 외환위

기 이후의 영향으로 외환위기 이전의 자료들은 9개월의 선행시차에서 상관

계수 0.71, 대응성 수치 0.63을 나타내 그 선행성, 상관성, 대응성에 있어서 모두 높은 수준임을 알 수 있음.

■ 인플레이션 선행종합지수는 실물경기부문, 금융부문, 임금비용, 원자재 비용, 석유류의 수입물가 등의 비용측면을 모두 고려한 종합지수임. 따라서 여기

에 포함되어 있지 않은 외생적인 변수들인 농수산물 물가의 향방과 공공요

금를 함께 분석한다면 향후 물가의 진행방향과 물가상승 요인에 대하여 유용한 정보를 얻을 수 있으리라 판단됨.

■ 정책적 시사점

○ 지난 10월 한국은행은 콜금리를 연5%에서 5.25%로 올려 장단기 금리차의 왜곡을

해소하고 인플레이션 기대심리를 잠재우고자 하였음. 이는 한국은행에서도 발표하

였듯이 긴축기조로의 전환을 의미하지는 않음. 금리인상은 통화량을 감소시켜 수

요를 진정시키는 정책으로 최근의 물가인상이 대부분 비용측 요인인 것과 금융시

장의 경색현상으로 이미 통화량 감소가 일어나고 있는 점을 감안할 때 향후 큰 폭

의 금리인상이나 긴축기조로의 전환은 제고할 필요가 있음.

○ 더욱이 현재 주식시장이 폭락하고 채권시장의 기능이 회복되지 못하는 등 금융시

인플레이션 선행지수로 본 향후 물가 진단 35

장이 크게 불안정하고 실물경기측면에서도 긴축현상이 이루어 지고 있는 실정임.

이러한 상황에서의 총 수요의 조절에 의한 물가안정 노력은 경기후퇴를 가져올 수

있으며 공급측 비용 상승을 상쇄하기 어려운 측면이 있어 오히려 물가는 상승하고

경기는 후퇴하는 stagflation을 가져올 수 있음.

○ 최근의 국제유가의 상승과 그에 따른 국내 석유류의 물가상승이 점차 가시화 되고

있고 향후 공업제품의 물가에 대한 2차 파급효과가 우려됨. 그러나 이러한 공급비

용 상승에 따른 인플레 압력은 총수요의 조절보다는 에너지 가격정책의 개혁이나

산업유통체계의 개선, B2B 시장의 활성화를 통한 유통비용 절감과 같은 비용측면

의 적극적인 가격 인하 노력이 필요함.

○ 최근 공공서비스 부문이 소비자 물가상승의 가장 중요한 요인으로 나타나고 있음.

이는 정부가 외환위기를 겪으면서 공공요금 인상을 억제하였던 것을 해소하는 차

원에서 이루어 지고 있음. 또한 구조조정과 경기회복을 위하여 투입한 막대한 공

적자금 부담과 공공기금의 부실화를 보전하기 위해 세금증대와 공공서비스 요금인

상이 불가피한 것도 한 요인으로 분석됨. 그러나 향후 경기침체가 예상되고 올해

공공서비스가 크게 늘었던 것을 감안하면 정부가 추가인상을 억제할 가능성도 있

음. 정부는 공공서비스 부문에서의 생산성 향상을 통하여 실질적인 물가상승 요인

을 제거하는 것이 필요함.

36

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