Phillips-Perron의 방법을 이용해 실시하였다. <표 3-2>는 HS 870322와 관련된 개별변수들에 대한 단위근검정 결과이다. 표에서 보듯이 단위근 검정 결과 모두 단위근을 내포하고 있는 것으로 나타났다. 개별변수 들에 모두 단위근이 존재하더라도 변수들 간에 공적분관계가 존재 한다면 가성회귀의 문제는 발생하지 않으므로 공적분검정을 할 필 요가 있다. 반면 HS 870323의 단위근검정 결과인 <표 3-3>은 수출 가격의 경우 단위근이 존재한다는 귀무가설이 기각되어 정상 시계 열임을 알 수 있다. 그러나 다른 변수들이 모두 단위근을 가지므로 최소자승법은 가성회귀현상이 나타날 가능성이 있고 따라서 변수들 간의 공적분관계에 대한 검정을 할 필요가 있다.
❙표 3-1. 대EU 가솔린엔진 승용차 수출수요 함수 추정 결과
구 분 수출 가격
탄력성
총지출(GDP) 탄력성
자기회귀
계수 수정된
가솔린 소형승용차
(HS 870322) 0.425 5.666*** 0.766*** 0.843 가솔린 중형승용차
(HS 870323) -0.992*** 7.427*** 0.802*** 0.887 주: **, ***는 각각 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
❙표 3-2. 단위근검정 결과(HS 870322)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnX -1.6377 -0.7079 -1.8280
Lnpx -1.5259 -1.5292 -1.3821
LnFY -2.0734 1.9448* -1.9076
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
62 한-EU FTA의 자동차 교역 영향 및 EU 자동차시장 분석
❙표 3-3. 단위근검정 결과(HS 870323)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnX -1.5891 -1.0978 -3.0384**
Lnpx -5.5738*** -0.8544 -5.6448***
LnFY -2.0734 1.9448* -1.9076
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
가솔린엔진 소형승용차(HS 870322)와 중형승용차(HS 870323)의 수출 수요 장기 탄력성의 추정을 위해 Johansen의 방법을 이용한 공적분 검정 및 공적분회귀식의 추정 결과는 각각 <표 3-4>와 <표 3-5>에서 볼 수 있다. 먼저 소형승용차(HS 870322)의 경우를 보면 공적분검정 (Johansen cointegration test)결과변수들 간에 공적분이 존재하는 것으로 나타났다.11)벡터오차수정모형의 추정12)을 통해 도출된 공적분회귀 식의 계수를 보면 수출 가격과 수출량은 장기적으로 유의한 관계를 갖고 있지 않은 것으로 나타났다. 반면 소형승용차(HS 870322)의 수출은 장기적으로 EU의 실질소득과 높은 정(+)의 관계를 보여 소득에 대해 매우 탄력적임을 알 수 있다. 중형승용차(HS 870323)의 수출의 경우 공적분검정 결과변수들 간에 공적분이 존재하는 것으로 나타났다.
11) Johansen 공적분검정은 관련된 VAR의 차수에 따라 달라지므로 식별의 문제가 발생하는 다수의 공적분벡터가 존재하는 모형은 분석에서 제외하였다. 12) 벡터오차수정모형(VECM)을 이용한 의미 있는 시계열 분석의 경우 오차수정계수
행렬의 의 부호가 대부분 부(-)의 값을 갖는다. 이는 변수 간의 균형관계에서 일시적으로 벗어났다가 장기 균형관계로 돌아온다는 의미이다. 본 연구에서 VECM을 이용한 품목별 분석에서 오차수정계수행렬의 의 부호는 대부분 부의 값을 갖는 것으로 나타났다. 예를 들면 디젤엔진 중형승용차(HS 870332)의 VECM 추정 결과 오차수정계수행렬은
와 같아 대부분 부 (-)의값을 갖는 것을 알 수 있다.
벡터오차수정모형의 추정을 통해 도출된 공적분회귀식을 보면 수출 가격과 수출량이 유의한 부(負)의 관계를 가지고 있음을 볼 수 있다. 장기적인 수출수요의 가격탄력성이 매우 높아 1%의 가격하락이 15%의 수출증대를 가져 올 것으로 예측할 수 있다. 반면 중형승용 차의 수출과 EU의 실질소득은 장기적으로 정의 관계를 보이나 통계적 으로 유의하지 않음을 <표 3-5>을 통해 알 수 있다.
❙표 3-4. 가솔린엔진 승용차 수출변 수 공적분검정 결과: Trace검 정법 활용
구 분 HS 870322 HS 870323
37.957 (0.0046)
35.022 (0.0114)
10.849 (0.2209)
6.056 (0.6889) 주: ( ) 안은 p-값을 나타냄.
❙표 3-5. 가솔린엔진 승용차 수출 공 적분회귀식 추정 결과
구 분 수출 가격탄력성 총지출탄력성
수출 (HS 870322) 0.820 (0.702)
5.302 (1.012) 수출 (HS 870323) -15.614
(2.872)
1.039 (9.917) 주: ( ) 안은 표준오차(standard error)를 나타냄.
디젤엔진 승용차의 경우는 실증분석 결과 가격과 소득 모두 수출 에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 로그-선형모형을 이용해 두 품목(HS 870332, 870333)의 수출수요함수를 1차 자기회귀 보정을 한 최소자승법(least squares with first-order autoregressive correction)으로 추정
한 결과는 <표 3-6>에 나타나 있다. 추정 결과에 따르면 두 품목 모 두 수출수요의 소득탄력성이 매우 높은 것으로 나타나고 있다. 가격 탄력성은 디젤엔진 중형승용차(HS 870332)의 경우 -3.1로 탄력적인 것 으로 나타나 있는 반면 대형승용차(HS 870333)의 경우는 통계적으로 유의하지 않음을 볼 수 있다. 결정계수와 F-통계량에 근거한 모형의 적합도도 높다. 그러나 <표 3-7>과 <표 3-8>에서 보듯이 단위근검정 결과 HS 870332, HS 870333 관련 개별변수들이 모두 단위근을 가 지고 있는 것으로 나타났다. 따라서 로그-선형모형에 의한 추정 결 과는 가성회귀(spurious regression)에 의한 것으로 의미 있게 해석될 수 없다.
❙표 3-6. 대EU 디젤엔진 승용차 수출수요함 수 추정 결과
구 분 수출 가격
탄력성
총지출(GDP) 탄력성
자기회귀
계수 수정된
디젤 중형승용차
(HS 870332) -3.009*** 21.215*** 0.556*** 0.929 디젤 대형승용차
(HS 870333) 0.729 13.761*** 0.703*** 0.837 주: **, ***는 각각 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
❙표 3-7. 단위근검정 결과(HS 870332)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnX -1.6227 0.2419 -2.0475
Lnpx -2.1947 -2.1989** -1.9723
LnFY -2.0734 1.9448* -1.9076
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
❙표 3-8. 단위근검정 결과(HS 870333)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnX -2.2986 -0.9337 -1.7269
Lnpx -1.3861 -1.0454 -1.3861
LnFY -2.0734 1.9448* -1.9076
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
디젤엔진 중형승용차(HS 870332)와 대형승용차(HS 870333)의 수출수요 장기 가격 및 소득탄력성의 추정을 위한 공적분검정 결과와 공적분 회귀식 추정 결과는 각각 <표 3-9>, <표 3-10>과 같다. 중형승용차의 경우 공적분검정 결과변수들 간에 공적분관계가 존재하는 것으로 나타났다. 벡터오차수정모형의 추정을 통해 도출된 공적분회귀식의 계수를 보면 수출 가격과 수출량이 유의한 부(負)의 관계를 가지고 있음을 알 수 있다. 장기적인 수출수요의 가격탄력성이 높아 1%의 가격하락이 7% 이상의 수출증대를 가져올 것으로 예측할 수 있다. 또한 중형승용차의 수출은 소득에 대해서도 매우 탄력적으로 반응 하는 것으로 나타났다. 대형승용차의 경우 Johansen 공적분검정에 따르면 변수들 간에 공적분관계가 존재하는 것으로 나타났다. 벡터 오차수정모형의 추정을 통해 도출된 공적분회귀식의 계수를 보면 수출 가격이 수출과 통계적으로 유의한 부(負)의 관계를 가지고 있음을 볼 수 있다. 장기적인 수출수요의 가격탄력성은 -1.99로 1%의 가격 하락이 약 2%의 수출증대를 가져올 것으로 예측할 수 있다. 또한 대형 승용차의 수출은 소득에 대해서도 매우 탄력적으로 반응하는 것으로 나타났다.
여기서 추정한 승용차의 대EU 수출수요의 가격탄력성을 통해 한-EU FTA 체결이 EU로의 승용차 수출에 미치는 영향을 예상해 볼 수 있다.
가솔린엔진 승용차의 경우 한-EU FTA로 인한 관세철폐로 중형승용 차의 수출이 대폭 증가할 것으로 예상할 수 있다. 디젤엔진 승용차의 경우 중·대형 모두 한-EU FTA로 인한 관세철폐로 큰 폭의 수출증 대가 예상된다.13)특히 수출량이 가장 많은 디젤엔진 중형승용차(HS 870332)의 장기 가격탄력성이 <표 3-10>에서 보는 바와 같이 매우 높아 한-EU FTA가 상당한 수준의 승용차 수출증대 효과를 나타낼 것임을 보여주고 있다.
❙표 3-9. 디젤엔진 승용차 수출변수 공적분검정 결과: Trace검정 법 활용
구 분 HS 870332 HS 870333
34.939 (0.0117)
34.846 (0.0120)
12.573 (0.1314)
8.093 (0.4555) 주: ( ) 안은 p-값을 나타냄.
❙표 3-10. 디 젤엔진 승용차 수출 공적분 회귀식 추정 결과
구 분 수출 가격탄력성 총지출탄력성
수출 (HS 870332) -7.652 (3.434)
43.481 (6.018) 수출 (HS 870333) -1.997
(1.008)
10.512 (2.251) 주: ( ) 안은 표준오차(standard error)를 나타냄.
13) EU 자동차시장은 디젤엔진 소형승용차의 점유율이 가장 높고, 판매량이 많은 대중 적인 차종들, 예를 들면 Renault Clio, Fiat Punt o 등이 모두 소형차이다. 따라서 한-EU FTA로 인해 자동차 관세가 철폐되면 소형차부문의 가격경쟁력 제고로 소 형차 수출의 증대가 예상된다. 그러나 EU로의 디젤엔진 소형승용차의 수출은 2001년부터 본격적으로 이루어졌기 때문에 탄력성 추정 등 분석에 필요한 관측 치가 부족해 분석대상에서 제외되었다.
수입과 관련된 로그-선형모형에 의한 추정 결과는 가솔린엔진 중 형승용차(HS 870323)와 대형승용차(HS 870324) 모두 수입 가격과 국내 실질소득이 수입에 유의한 영향을 주고 있는 것으로 나타났다. 로그 -선형모형을 이용해 두 품목(HS 870323, 870324)의 수입수요함수를 1차 자기회귀 보정을 한 최소자승법(least squares with first-order autoregressive correction)으로 추정한 결과는 <표 3-11>에 나타나 있다. 추정 결과에 따르면 수입수요의 가격탄력성은 중형승용차(HS 870323)의 경우 -0.93, 대형승용차(HS 870324)의 경우는 -1.44로 나타나 대형승용차의 수입수요가 가격에 대해 더 탄력적인 것으로 나타났다. 두 품목 모두 수입수요가 소득에 대해 탄력적인 것으로 나타났다. 특히 대형승용 차의 수입수요가 소득에 대해 매우 탄력적인 것으로 나타났다. 결정 계수와 F-통계량에 근거한 모형의 적합도도 높다. <표 3-12>과 <표 3-13>에 나타난 단위근검정 결과를 보면 대형승용차의 경우 변수들이 모두 단위근 시계열이고 중형승용차의 경우는 가격변수만이 정상 시계열이다. 따라서 두 경우 모두 변수들 간에 공적분관계가 존재하지 않으면 가성회귀에 의한 것으로 추정 결과를 통계적으로 유의미한 결과로 해석하기 어렵다.
❙표 3-11. 대 EU 가 솔린엔진 승용차 수입수요함 수 추정 결과
구 분 수입 가격
탄력성
총지출(GDP)
탄력성 자기회귀계수 수정된
가솔린 중형승용차
(HS 870323) -0.933*** 3.809*** 0.844*** 0.871 가솔린 대형승용차
(HS 870324) -1.439*** 14.408*** 0.731*** 0.920 주: **, ***, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
❙표 3-12. 단 위근검정 결과(HS 870323)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnM -1.7238 -0.6716 -1.9626
Lnpm -7.7025*** -6.8675*** -7.7595***
LnY -1.8036 1.0629 -2.1619
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
❙표 3-13. 단 위근검정 결과(HS 870324)
변수 ADF test DF-GLS test Phillips-Perron test
LnM -2.2289 -2.2183** -2.3350
Lnpm -1.8275 -1.7918* -2.5392
LnY -1.8036 1.0629 -2.1619
주: *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 신뢰수준에서 통계적으로 유의함.
가솔린엔진 중형승용차(HS 870323)의 장기 수입수요탄력성의 추정을 위한 Johansen 공적분검정 및 공적분회귀식의 추정 결과는 각각 <표 3-14>, <표 3-15>에 나타난 바와 같다. Johansen 공적분검정 결과변 수들 간에 공적분관계가 존재하는 것으로 나타났다. 그러나 공적분 회귀식의 계수를 보면 장기 가격탄력성이 정(+)의 부호를 갖는다. 이와 같이 장기 가격탄력성이 기대부호와 다른 결과가 나타난 원인은 분석기간 중 구조적 변화가 있었던 것에 기인한다고 볼 수 있다.
수입수요가 급감했던 1998년 1분기 이전과 이후의 두 기간에 대해 별도로 Johansen 공적분검정 및 추정을 행하면 <표 3-16>, <표 3-17>과 같은 결과가 나온다. 먼저 외환위기 이전 기간의 결과를 보면 변수들 간의 공적분관계가 존재하나 장기 가격탄력성의 부호가 기대부호와 다르게 정(+)의 부호를 갖는 것으로 나타났다. 반면 외환위기 이후
기간의 결과를 보면 수입수요의 장기 가격탄력성이 -2.99로 기대 부호와 같고 탄력적인 것으로 나타났다. 수입수요의 소득탄력성은 두 경우 모두 탄력적이었으나 외환위기 이후 기간의 탄력성이 더 높은 것으로 나타났다.
❙표 3-14. 가 솔린엔진 승용차 수입변수 공적분검정 결과: Trace검정 법 활용
구 분 HS 870323 HS 870324
34.588 (0.0130)
32.965 (0.0209)
13.279 (0.1049)
7.168 (0.5582) 주: ( ) 안은 p-값을 나타냄.
❙표 3-15. 가 솔린엔진 승용차 수입 공적 분회귀식 추정 결과
구 분 수입 가격탄력성 총지출탄력성
수입 (HS 870323) 4.023
(0.884)
4.498 (0.828) 수입 (HS 870324) 3.942
(0.748)
2.824 (0.720) 주: ( ) 안은 표준오차(standard error)를 나타냄.
가솔린엔진 대형승용차(HS 870324)의 경우도 분석기간 전체에 대한 벡터오차수정모형의 추정은 유의미한 결과를 도출하지 못하고 있다. 공적분관계가 존재하는 공적분회귀식의 계수에 나타난 수입수요의 장기 가격탄력성은 기대부호와 다르게 정(+)의 부호를 갖는다. 외환 위기 이전과 이후의 두 기간에 대해 별도로 Johansen 공적분검정 및 공적분회귀식의 추정을 행하는 경우 외환위기 이전 기간의 결과는
장기 가격탄력성이 정(+)의 부호를 갖는 것으로 나타났다. 반면 외환 위기 이후 기간의 결과를 보면 수입수요의 장기 가격탄력성이 -1.95로 기대부호와 일치하면서 탄력적인 것으로 나타났다. 수입수요의 장기 소득탄력성은 외환위기 이전 기간의 경우 기대부호와 달리 부(-)의 부호를 갖는 것으로 나타난 반면 외환위기 이후의 기간을 대상으로 한 분석에서는 기대부호와 일치하면서 매우 높은 탄력성을 보이고 있다.
❙표 3-16. 가 솔린엔진 승용차 수입변수 공적분검정 결과(외환위기 이전) : Trace검정법 활용
구 분 HS 870323 HS 870324
33.759 (0.0166)
35.228 (0.0107)
6.329 (0.6566)
8.944 (0.3705) 주: ( ) 안은 p-값을 나타냄.
❙표 3-17. 가 솔린엔진 승용차 수입 공적 분회귀식 추정 결과(외환위기 이전)
구 분 수입 가격탄력성 총지출탄력성
수입 (HS 870323)
1.748 (0.336)
5.290 (0.709) 수입
(HS 870324)
2.578 (0.717)
-4.451 (0.864) 주: ( ) 안은 표준오차(standard error)를 나타냄.
대형승용차(HS 870324)의 수입수요와 수입 가격의 장기적 관계가 정(+)의 관계로 나타난 추정 결과는 분석기간 중에 외환위기라는 구 조적 변화가 있었던 데에 기인한다. 외환위기로 수입이 급감한 것은
대형승용차(HS 870324)도 중형승용차(HS 870323)의 경우와 동일하나 대형승용차의 경우는 자동차시장 개방 이후 EU로부터의 수입이 급증 하다가 1994년 이후 수입이 추세적으로 감소하는 현상을 보였다. 외환 위기 이전 기간에 대한 분석 결과 대형자동차의 수입수요와 소득이 장기적으로 부(-)의 관계를 갖는 것은 이와 같은 현상에 기인한다고 볼 수 있다.
따라서 EU로부터의 승용차 수입수요와 수입 가격의 관계를 외환 위기 이후의 기간에 한정하여 추정한 결과에 근거해 한-EU FTA의 수입 효과를 전망해 볼 수 있다. <표 3-19>에 나타난 바와 같이 EU 로부터 수입되는 중형승용차(HS 870323)와 대형승용차(HS 870324)의 장기 가격탄력성은 각각 -1.947, -2.991이고 모두 통계적으로 유의하다. 이 결과를 통해 한-EU FTA의 체결로 승용차에 대한 수입관세가 철폐 되면 EU로부터의 중·대형승용차 수입이 늘어날 것으로 예상할 수 있다. 특히 대형승용차의 수입이 큰 폭의 증대가 예상되나 EU로의 수출에서 가장 큰 비중을 차지하고 있는 중형승용차(HS 870332, HS 870323)의 수출증가율에는 미치지 못할 것으로 예상된다.
❙표 3-18. 가 솔린엔진 승용차 수입변수 공적분검정 결과(외환위기 이후) : Trace검정법 활용
구 분 HS 870323 HS 870324
45.159 (0.0004)
33.270 (0.0191)
8.531 (0.4104)
8.545 (0.4091) 주: ( ) 안은 p-값을 나타냄.
❙표 3-19. 가 솔린엔진 승용차 수입 공적 분회귀식 추정 결과(외환위기 이후)
구 분 수입 가격탄력성 총지출탄력성
수입 (HS 870323) -1.947 (0.386)
11.063 (0.652) 수입 (HS 870324) -2.991
(0.985)
9.869 (0.809) 주: ( ) 안은 표준오차(standard error)를 나타냄.
나. 화물자동차 수출 및 수입수요탄력성 추정
화물자동차(HS 8704)의 수출에 대한 로그-선형모형의 추정 결과 수출 가격은 수출에 유의한 영향을 미치나 EU의 소득은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 또한 <표 3-20>에서 보듯이 수출수요의 가격탄력성도 -0.91로 비탄력적인 것으로 나타났다. <표 3-21>에 나 타난 단위근검정 결과를 보면 수출변수를 제외한 나머지 변수들은 단위근이 있다는 귀무가설을 기각하지 못하므로 정상 시계열로 볼 수 없다. 따라서 <표 3-20>의 추정 결과는 가성회귀에 근거한 것으로 의심할 수 있어 Johansen 공적분검정 및 공적분회귀식의 추정을 통해 수출 가격 및 EU의 소득과 수출의 관계를 확인할 필요가 있다. 공적 분검정 결과변수들 간에 공적분관계가 존재하는 것으로 나타났고, 공적분회귀식의 추정 결과를 보면 수출수요의 장기 가격탄력성이 -0.74로 비탄력적인 것으로 나타났다.
화물자동차(HS 8704)의 수입에 대한 로그-선형모형의 추정 결과는
<표 3-20>에서 보듯이 수입 가격과 국내소득이 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 가격탄력성과 소득탄력성도 모두 탄