제 3 장
2. 국내 석유제품 시장에서의 암묵적 협조체제 유지여부 규명 (1) 분석방법과 자료
변수명 선형모형 로그선형모형
시간추세 -0.000170**
(-3.668)
-0.000267 (-6.378) 주: 1. **는 1% 유의수준 아래 통계적으로 의미가 있음을 나타냄.
2. ( )안은 t값임
이러한 독점력의 하락추세는 시간추세를 설명변수로 하여 를 설명 하는 회귀 모형에 의해서도 입증됨.
<표 29> 2단계 최소자승법으로 추정한 독점력 지표의 시간추세에 대한 회귀분석 결과
국내 휘발유 시장에서 독점력이 하락추세를 나타낸 것은 규제완화를 통한 석유 제품시장의 경쟁촉진과 2001년 석유수출입의 자유화로 국내가격과 국제가격 간의 연동성이 커진 데다 국제적인 정유시설이 증설된 때문으로 풀이됨.
◦ 1995년 주유소 간 거리제한이 완전 철폐되고, 1997년에는 휘발유가격이 자 율화되었으며, 2001년 이후 석유수출입 자유화로 휘발유 수입이 가능해짐.
◦ 수출입 자유화는 국내가격이 국제가격보다 높을 경우 수입이, 국내가격이 국 제가격 보다 낮을 경우에는 수출이 늘어나 국내제품 가격을 국제가격 수준으 로 수렴시킴.
◦ 2009년 아시아 태평양지역에서만 정제시설이 일일 128만 배럴 증가하는 등 해외 정제시설의 증설 또한 국내 석유제품 시장의 경쟁도를 높이는 역할을 한 것으로 보임.
2. 국내 석유제품 시장에서의 암묵적 협조체제 유지여부 규명
제3장 석유제품 시장구조와 가격동향 69
일어날 가능성이 있다는 논란에 대해 Rotemberg-Saloner(1986)와 Borenstein- Shepard(1996) 등의 모형을 이용, 사실 여부를 추정함.
□ 이론적 배경
시장 참여기업들의 암묵적 협조체제 유지여부를 규명하기 위한 모형은 본래 ‘죄 수의 딜레마’로 알려진 일회성 비협조게임을 무한 반복시키면 암묵적 협조가 이 루어질 수 있다는 게임이론을 Cournot 모형에 적용한 데서 비롯됨.
◦ 암묵적 협조게임에 참여하는 주체들의 협조체제는 이탈함으로써 얻는 '현재 이익'이 이탈에 대한 보복으로 입게 되는 미래의 '기대손실'보다 크지 않으면 지속되게 됨.
· 암묵적 협조에서 이탈함으로써 얻게 되는 이익은 이탈한 시점에서 발생하며 협조에 의한 현재 이익이 클수록 증가함.
· 보복에 의한 손실은 다른 시장 참여자들이 이탈에 대응하는 미래에 실현되 며 그 크기는 이탈로 얻게 되는 미래이윤과 이탈에 대한 보복이 이루어진 후 얻게 되는 미래이윤의 기대 차이가 클수록 증가함.
◦ 따라서 암묵적 협조체제로부터의 이탈을 방지하기 위해서는 이탈에 따른 보복 으로 입게 되는 미래손실의 현재가치가 이탈에 따른 현재의 수익보다 커야 함.
이러한 이론을 기초로 Rotemberg와 Saloner(1986)는 기업이 기대되는 수요의 변화에 대응하여 현재의 마진을 조정함으로써 암묵적 협조체제를 유지한다는 모형을 개발함.
◦ 현재의 수요가 미래의 기대수요보다 크면 현재 이탈에 의한 이익은 현재의 높은 수요 아래 커지는 반면, 미래수요에 의해 영향을 받는 보복에 의한 손 실은 미래 저수요 아래 작아지기 때문에 암묵적 협조체제의 유지가 어려움.
◦ 이 경우 협조적 가격결정 행위는 현재의 협조체제 아래에서의 이익을 줄임으 로써 유지될 수 있음.
◦ 이는 미래의 기대수요와 현재의 마진이 정의 관계를 가지게 됨을 의미함.
Haltiwanger와 Harrington(1991)은 Rotemberg와 Saloner(1986)의 모형을 상품
의 수요주기에 적용하여 수요가 감소추세를 보일 경우 암묵적인 협조체제가 지 속되기 어렵다고 주장함.
◦ 수요주기가 파악되면 기대되는 수요의 변화를 예상하는 것이 가능해지므로 협조체제가 유지되는 상태에서의 현재의 마진은 다음 기대수요에 정의 반응 을 보이게 됨.
Borenstein과 Shepard(1996)는 한계비용의 변화까지 감안하여 모형을 구성하고 현재의 한계비용이 미래 한계비용의 기대치보다 작을 때 현재의 이탈유인이 커 지기 때문에 협조체제의 유지가 어렵다고 주장함.
◦ 마진은 비용의 변화에 따라서도 달라지는데 현재의 비용이 미래비용의 기대 치보다 작으면 현재 이탈에 의한 이익은 현재의 저비용 아래 커지는 반면, 미래의 보복에 의한 손실은 미래의 고비용 아래 작아져 현재의 이탈유인이 커지므로 암묵적 협조체제가 유지되기 어려움.
◦ 이 경우 협조적 가결결정행위를 위해서는 현재의 협조체제 아래에서의 이익 을 줄임으로써 유지될 수 있음.
◦ 이는 미래의 기대비용이 현재의 마진과 부의 관계를 가지게 됨을 의미함.
요약하면, 암묵적 협조체제를 유지하기 위해서는 현재의 마진이 미래의 기대수 요와는 정의 관계, 미래의 기대비용과는 부의 관계를 가져야 함.
□ 분석모형의 도출
국내 석유제품 시장가격을 P라 하고 그 원료비용을 C라 하면 국내 석유제품 소 매가격 변동(세전 정유사 가격변동)을 국내 석유제품 도매가격변동(두바이유 가격변 동)의 시차구조를 가지는 함수로 식(9)와 같이 쓸 수 있음
∆
∆ (9)
◦ 식(9)에서 P는 주유소 소매가격(세전 정유사 가격)이며 C는 대리점가격(두바이 원유가격)임.
제3장 석유제품 시장구조와 가격동향 71
◦ 식(9)에서 n은 추정과정에서 Schwarz 기준 등에 의해 결정해야 할 최대시차 수를 나타냄
식(9)에 시장가격 변동의 과거 시차구조를 포함시키고 오차수정항을 감안하기 위해 P와 C의 1차 시차변수를 포함시키면 식(9)는 식(10)과 같이 변화됨
∆
∆
∆ (10)
◦ 오차수정항을 감안하는 이유는 제품가격과 원료가격 사이에 공통 확률추세 (Common Stochastic Trend)가 성립할 경우 t-1기에 두 변수 사이의 관계가 균 형에서 벗어나 의 균형오차가 발생하면, t기에 균형관계로 돌아가려는 힘이 작용하기 때문임.
◦ 식(10)에서 m은 식(9)의 n과 같이 추정과정에서 결정되어야 할 최대 시차 수 임.
식(10)의 양변에서 를 빼고 왼쪽 항의 을 오른쪽 항으로 이동하면 식 (11)과 같이 마진을 설명하는 추정식을 얻을 수 있음.
∆
∆
∆ (11)
식(11)에 암묵적 협조체제 유지관련 행태분석을 위해 필요한 현재수요 및 미래의 기대수요 과 미래의 기대비용 을 포함시키고 파라 미터를 조정하여 다시 쓰면 추정식(12)를 얻게 됨.
∆
∆
(12)
석유제품의 기대수요는 식(13)을 통해 예측함.
(13)
◦ 식(13)에서 Poil은 정유사 세전 휘발유 가격이며 Dmonth는 월별 더미변수이 고 Time은 시간추세를 나타냄.
미래 기대비용의 경우 주유소 가격 P에 상응하는 비용인 대리점 가격은 구조 추정식(14)에 의해 예측하고 정유사 세전가격에 상응하는 비용인 두바이 원유 가격은 ARMA 모형인 식(15)를 이용하여 추정함.
∆
∆
(14)
(15)
◦ 식(14)에서 WDUB은 원/리터 기준 두바이 원유가격이며 C는 대리점 가격이 고 Dmonth는 계절성을 감안하기 위한 월별 더미변수임.
◦ 식(15)는 ARMA(p,q) 모형으로 와 는 각각 자기상관항들(Autoregressive terms)과 이동평균항들(Moving Average Terms)의 추정계수임.
□ 이용자료
2006년 1월부터 2012년 4월까지 한국석유공사와 에너지경제연구원, 한국은행 이 제공하는 월간 자료를 이용함.
◦ 휘발유 소매가격인 주유소 가격과 대리점 가격, 휘발유 소비, 두바이 원유가 격은 석유공사와 에너지 경제연구원 자료를 이용함.
◦ 두바이 원유가격을 원화표시 가격으로 환산하기 위해 한국은행이 제공하는 원화의 대미 달러 환율자료를 이용함.
휘발유 소매마진은 주유소의 소매가격에서 주유소가 대리점으로부터 받는 도매 가격을 뺀 값으로 정의5)하였으며 부가가치세 10%를 공제하여 계산함.
5) 이달석(2006)은 석유제품의 유통경로가 ① 정유사→주유소→소비자, ② 정유사→대리점→ 주 유소→소비자의 두 가지임에도 불구하고 비용변수로 대리점가격을 이용한 이유로 대리점 판매
제3장 석유제품 시장구조와 가격동향 73
원유가격은 두바이 월평균 현물시장 가격을 이용하였으며 한국은행이 제공하는 월별 원화의 대미 달러 환율을 이용하여 원화표시 가격으로 변환한 후 배럴당 가격을 리터당 가격으로 환산함.
소비량은 월별 소비량을 리터당 소비량으로 변환한 후 월별 일수로 나눈 월별 일평균 소비량 자료를 이용함.
(2) 추정결과
□ 시장 참여자들이 암묵적 협조 아래 가격을 설정하고 있다는 가설은 기각됨.
주유소와 정유사의 마진 방정식을 추정하기 위해 먼저 휘발유 기대수요 방정식 인 식(13)과 비용방정식인 식(14) 및 식(15)를 추정함.
식(13)의 기대소비 추정식의 조정 는 0.82였으며 정유사 세전가격인 Poil의 추정계수는 –6.127로 유의수준 1%에서 통계적으로 유의하였으나 휘발유소비 의 1차 시차변수인 의 계수는 통계적으로 유의하지 않았음.
◦ 월별 더미변수의 경우 3월과 6월 더미변수를 제외한 모든 월별 더미변수의 계수가 최소한 유의수준 5% 수준에서 통계적으로 의미가 있었음.
◦ 시간추세는 유의수준 1% 수준에서 통계적으로 의미가 있었으나 시간추세를 제곱한 항의 추정계수는 5% 유의수준에서 통계적으로 의미가 없었음.
주유소 마진 추정식에 이용할 기대비용 추정식인 식(14)의 m을 2로 하여 식(14) 를 추정한 결과 조정 는 0.920이었으며 ∆, ∆ ,
에 대한 추정계수들은 최소 5% 유의수준 아래 통계적으로 유의하였
으나 다른 변수들은 통계적으로 유의하지 않았음.
◦ m은 Schwarz 기준에 의해 결정함
정유사 마진 추정식에 이용할 기대비용 추정식인 식(15)를 ARMA(1,2) 모형에 의해 추정한 결과 조정 가 0.673으로 나타났으며 1차 시차 자기상관항을 제 외한 모든 추정계수들이 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였음.
가격의 경우 지역별로 조사됨에 따라 조사가격이 실제가격과 가깝기 때문이라고 밝힘.
변수명 주유소 마진 정유사 마진 절편항 15.420750 (0.52) 169.814700 (1.44) 현재수요(t) 0.000072 (0.07) -0.000898 (-0.42) 기대수요(t+1) 0.000596 (0.50) 0.003199 (1.37) 기대비용(t+1) 0.018265 (0.95) -0.288002(-1.18)
△가격(t-1) 0.099490 (1.50) 0.018326(0.15)
△비용(t) -0.337727**(-8.5) -0.267882**(-3.42)
△비용(t-1) 0.067846(0.72) 0.338245**(2.90) 비용(t-1) -0.283044(-1.96) -0.580216**(4.48) 가격(t-1) 0.275566(1.96) 0.535617**(-5.07)
R2 0.798 0.493
Adjusted R2 0.763 0.429
Durbin-Watson 통계 1.732 1.792
주: 1. *와 **는 각각 5% 및 1% 유의수준 아래 통계적으로 의미가 있음을 나타냄.
2. ( )안은 t값임.
◦ ARMA 모형의 자기상관항(Autoregressive Term)과 이동평균항(Moving Average Term)의 최대 시차수는 Schwarz 기준에 기초하여 모두 2로 함.
주유소 마진 방정식을 추정한 결과 는 0.763이고 △비용(t)은 1% 유의수준에 서 통계적으로 의미가 있었으나 다른 변수들은 통계적으로 의미가 없었음.
<표 30> 주유소 및 정유사 마진 방정식 추정결과
정유사 마진 추정식의 조정 는 0.429이고 △비용(t), △비용(t-1), 비용(t-1)과 가격(t-1)은 1% 유의 수준에서 통계적으로 의미가 있었으며 다른 변수들은 통 계적으로 의미가 없었음.
본 분석을 통해 검증하려는 귀무가설은 주유소들(정유사들)이 암묵적 협조 아래 가격을 설정하고 있다는 것이며 이러한 가설은 미래 기대수요가 현재의 마진과 정의 관계이고 미래 기대비용이 현재의 마진과 부의 관계라는 동시적 귀무가설 로 상술할 수 있음.