국내 휘발유 가격의 비대칭 반응 현상 연구
1)김진웅
2) 요약 본 연구에서는 2010년대 들어 국제 유가(국제 원유가 및 국제 휘발유 가격) 변화에 대한 국내 유가 반응의 비대칭성 현상이 나타나는지 그리고 뚜렷이 구분되는 고유가 및 저유가의 두 세부 기간들 각각에 대해 이같은 유가 비대칭에 어떤 변화가 있는지 점검하였다. 전체 기간(2011년 8월 -2016년 6월)의 주별 및 일별 자료를 통해 추정한 비대칭 오차수정모형의 실증분석 결과에 따르 면, 국내 유가는 국제 원유 가격 변동에 대해 비대칭적으로 반응하였다고 할 수 없었지만, 국제 휘발유 가격에 대해서는 유의적인 비대칭 반응현상이 나타났다. 이 비대칭 현상은 국제 고유가 를 보인 추정기간 전반부에 비교적 뚜렷이 나타난 반면 국제 저유가가 나타나기 시작한 2014년 9월 이후에는 해소된 것으로 나타나고 있다. JEL Classification : C5, L11, Q40 주요용어 : 국내 휘발유 가격, 비대칭 오차수정모형, 비대칭 가격반응, 충격반응 함수1. 서론
국제 유가는 국내 유가를 결정하는 가장 기본적이고 중요한 결정요인 중 하나이 다. 국제 유가를 원유 가격으로 보는 경우, 국제 유가의 상승(하락)은 국내 정유사의 직접적인 원료 비용 상승(하락)을 가져오며 결국 국내 유가의 상승(하락)으로 이어지 게 된다. 또한 국제 유가를 국제 휘발유 가격으로 보는 경우, 국제 휘발유 가격이 상 승(하락)하는 경우 국내 정유사가 정제 휘발유를 국내에 판매하는 경우 기회비용이 높(낮)아지게 되어 결국 국내 유가는 세계 시장의 균형가격으로 상승(하락)하게 된다. 일반적으로 이러한 조정과정에서 방향성의 문제에는 큰 이견이 없이 기대와 동일하지 만 그 조정 속도에 대해 다소 특이한 점 즉 반응의 비대칭 현상이 관측되곤 한다. 국내외를 막론하고 유가의 비대칭성에 대한 논란이 끊이지 않고 있는데 대표적인 것이 Bacon(1991)의 『Rocket and Feather』 가설 또는 현상이다. 즉 국제 유가가 상승 할 때의 국내 유가의 상승반응이 국제 유가가 하락할 때의 국내 유가의 하락반응에 비해 보다 빠르게 일어난다는 것이다. 이같은 유가의 비대칭 반응 현상에 대해 그동 안 수많은 연구들이 국내외에서 다양한 방법론, 여러 형태의 분석 기간 등으로 이루 어져 왔다. 이를 반영하여 국내에서는 국가적으로 대응하기 위해 『석유가격 태스크포 스(유가TF)』를 구성하여 분석한 결과를 2011년 4월에 발표하기도 하였다. 이 자리에 1) 이 논문은 동아대학교 교내연구비 지원에 의하여 연구되었음.서는 석유제품의 가격에 비대칭성의 존재를 광범위하게 파악하려고 시도하였고, 그 결과 비대칭성이 존재할 수 있다고 인정하였다. 그러나 이같은 노력에도 불구하고 비 대칭성의 원인에 대해서는 명확히 밝혀내지는 못하였다. 그 이유로는 비대칭성의 원 인을 파악하기 위해서는 매 유통단계별 시차 뿐 아니라 원가회계 등의 원시적이고 복잡한 구조를 모두 파악해야하지만 여기에는 현실적인 어려움이 있기 때문이었다. 이 에 대한 경제학적인 관점에서의 종합결론에 따르면 국내 유가 비대칭성의 원인으로 우리나라 석유시장이 덜 경쟁적이라는 의견이 제시되었는데, 경쟁이 불충분하다면 가 격이 제대로 조정되지 않았을 가능성이 있기 때문이다. 이러한 결론 아래 정부는 2011년 이후 석유제품시장 유통개선사업으로 대응해 왔다. 본 연구의 목적은 2010년대에 들어서 유가 비대칭 현상의 실증분석을 추진하는 것 이다. 특히 이 시기는 고유가 시기와 저유가 시기(국제 원유가 기준)가 차례로 나타나 고 있어 기간별 분석의 용이성을 제공한다. 따라서 2011년-2016년간의 전체 표본에 대해서 뿐 아니라 이를 둘로 나누어 국제 고유가 및 저유가 시기의 국내 유가의 비대 칭 반응에 어떤 특징이 있는지 살펴보고자 한다. 특히 후반부의 시기는 정부의 다양 한 석유제품 유통개선사업 추진을 통해 주요 정유사의 경쟁구도에 조금이나마 변화가 동시에 관찰된 시기이다. 본 연구의 의의는 앞서의 목적에서 나타난 바와 유사하다. 즉 국내의 실증분석 연구들이 특히 고유가 시기에 집중되어 있는 반면 저유가시기에 는 관심이 낮아지는 것이 일반적이었다. 따라서 최근의 국내 휘발유 가격의 비대칭성 에 어떤 특징적인 변화가 있는지 파악하는 것이 그 의의라고 하겠다. 앞으로의 구성은 다음과 같다. 제2장에서는 관련된 선행연구를 검토하고 제3장에 서는 분석모형 및 연구가설을 살펴본다. 제4장에서는 고려하는 데이터의 구조를 설명 하고, 제5장에서는 실증분석 결과를 제시한다. 마지막으로 제5장에서는 분석기간 중의 비대칭성 변화에 대한 가능성 있는 평가를 논하고자 한다.
2. 선행연구
지금까지 국내외에서 유가의 비대칭 반응현상에 대해 국내외적으로 수많은 연구들 이 진행되어 왔으며 많은 경우 비대칭성의 증거를 제시하고 있다. 가장 많이 언급되 는 연구 중 하나가 Bacon(1991)으로 『Rocket and Feather』 가설을 제시했는데, 비용 에 대한 가격모형을 발전시켜 영국에서 1982-1989년 간의 격주 자료를 이용해서 국제 유가가 상승할 때 국내 유가의 반응이 국제 유가의 하락 때 보다 빠르게 나타남을 주 장했다. 이후 Manning(1991)은 영국에서 1973-1986년 사이의 월별 유가정보를 이용하 여 오차수정모형과 계수 값에 대한 가설검증을 통해 국제 원유 가격에 대한 국내 유 가의 반응에서 유의적인 비대칭성을 확인하였다. Duffy-Deno(1996)의 관심사는 Karrenbrock (1991)의 관심과 유사하였는데, 휘발유 소매가격의 마크업 모형을 발전시켜 미국에서 의 도매가격 변동에 대한 소매가격에서의 유가 비대칭성 존재를 보였다. 이와 유사한 시기에 유가결정을 유통과정(및 비용측면)에서 포괄적으로 접근하였던 Borenstein, et al.(1997)은 미국의 1985-1998년간의 주별 가격데이터를 이용하여 국제 원유 가격이상승할 때 미국 시장의 소매 유가가 유의적으로 보다 빠르게 반응함을 밝혔다. 이들 은 이같은 비대칭성 원인 가능성을 암묵적 협조, 소비자 탐색비용, 재고변화, 원유가 격의 변동성 등으로 제시한 바 있다. 또한 Geweke(2004)3)는 이같은 유가의 비대칭성 과 관련된 주제를 둘로 구분하였는데, 첫 번째는 시간에 따른 비대칭성과 두 번째는 전체의 총합개념이 아닌 지역적인 차이에 대한 것이었다. 특히 Borenstein et al.(2004) 이후 국제 유가에 대한 국내 유가의 반응에서 발생하 는 비대칭성 현상과 관련하여 많은 논문들이 본격적으로 등장한다.4) Kaufmann & Laskowski(2005)는 미국의 1986-2002년 월별 자료를 사용하여 국제 원유 가격에 대 한 주유소 휘발유 가격의 유의적 비대칭성을 주장하였고 그 주된 원인을 정제설비가 동(refinery utilization) 및 재고행태(inventory behavior) 때문으로 보았다. 또한 난방 유 가격의 비대칭성 원인은 판매구조 상의 계약관계 때문이라고 제시하였다.
이어지는 유가 비대칭성 연구에서 그 가능성 있는 원인을 Hofstretter & Tovar (2010)는 콜럼비아 시장에서의 공시기준가 제도에서 Radchenko & Shapiro(2011)는 휘발유 재고에 대한 변화 및 충격으로 보았다. Kuper(2012)는 휘발유 마케팅 및 보관 비용의 역할에 주목하였다. Hong & Lee(2014) 또한 시장지배력(market power)이 유 가의 비대칭성에 강한 연관관계가 있으며 이때의 주요채널은 암묵적 협조(tacit collusion) 라고 제시하였다.
Polemis & Fotis(2014)는 비대칭 오차수정모형에 DOLS(Dynamic OLS)기법을 적 용한 2단계 Engle & Granger(1986) 추정방법으로, 미국과 유럽 13개국에서의 유가비 대칭성을 분석한 결과, 다른 국가들에 비해 상대적으로 경쟁적 시장 환경을 가지고 있는 독일과 영국에서 유의적인 비대칭성이 발견되지 않고 있다는 점에 주목했다.5) 국내에서도 많은 연구들이 있었다. 나인강(2002)은 비대칭 오차수정모형을 사용하 여 국내의 1991-2000년간 유가의 비대칭성을 각 계수를 비교하는 방식으로 하여 비대 칭성이 있다고 할 수 없다는 결론을 내렸다. 그러나 사용하는 자료가 월별주기여서 데이터 주기를 주별로 변경하거나 유가자유화시기 이후만을 고려하는 경우의 결과에 대해서는 상이한 결과가 나올 수 있음을 암시하였다. 이같은 맥락에서 이달석·신정수 (2006)는 Borenstein & Shepard(1996) 모형을 발전시켜 국제 유가에 대한 국내 유가 의 비대칭적 반응을 분석한 결과, 유가 자유화 이후 기간(1997년 4월-2005년 6월간 월별자료)에서 비대칭성이 나타났다고 제시하였다. 또한 국내 주유소의 가격결정이 암 묵적 협조하에 이루어지고 있다는 가설을 뒷받침하지 못한다고 주장하면서, 소매경로 보다는 도매단계 시장참여자의 가격결정행위로 인하여 비대칭성이 나타났다고 주장하 였다. 오선아·허은녕(2007)은 기간을 확장하여 1997년부터 2006년까지 월별자료를 이용하 여 국제원유가격, 원유도입가격, 그리고 국제 상품가격변화에 따른 여러 유종(휘발유, 3) Faber(2014)에서 재인용하였다. 본 연구는 첫 번째 견해에 주목하고 있다. 4) 추가적인 관련 기존연구의 정리는 Frey & Manera(2007)를 참고하자.
5) 미국에 대해서는 단기조정계수에 대한 대칭성 귀무가설을 기각할 수 없었지만, 장기조정계수 에서는 대칭성 귀무가설을 기각하였다. 이들은 이 요인을 미국 정유회사들의 높은 이윤마진 을 반영한 것으로 추측하였다.
등유, 경유 등)의 비대칭성 여부를 분석하였다. 이들은 국내 휘발유 가격의 경우에 국 제원유가격에 대해서는 대칭적이라 할 수 있지만, 국제 상품가격 및 원유도입가격에 대해서 비대칭성이 나타난다고 제시하였다. 비대칭모형을 이용한 임상수(2007)는 보다 직접적인 평가를 위하여, 원유가격과 환율을 독립적으로 고려하던 이전과는 달리 환 율 등을 이용하여 원유가격(달러/배럴)을 국내단위(원/리터)로 환산하여 분석하였다. 1997-2007년 5월까지 자료를 이용하여 F-검증을 통해 반응 속도와 반응 폭 측면에서 의 비대칭성을 살펴본 결과, 월별자료에서는 일부 비대칭증거를 발견할 수 없었던 반 면 주별자료에서는 반응 속도 및 반응 폭 모두에서 비대칭증거를 제시하였다. 김진웅· 김종호(2009)는 2000년부터 2008년까지의 주별 및 일별자료를 사용한 비대칭 오차수 정모형을 통해 국제 유가(원유가격 및 국제 상품가격)에 대한 국내 휘발유가격의 비 대칭성을 분석하였다. 국제 원유 가격에 대해 국내 휘발유 가격이 비대칭적으로 반응 했고, 이 경우 주별 자료에 비해 일별 자료에서 비대칭성의 크기가 작고 비대칭성의 지속 기간도 짧은 것으로 나타났다. 반면 국제 휘발유 상품가격에 대해 국내 휘발유 가격은 자료의 주기에 관계없이 비대칭적으로 반응하지 않는 것으로 제시되었다. 이 영임·이진(2012)은 Hong, Tu, and Zhou(2007)의 대칭성 검정 통계량을 이용하여 2008 년부터 2011년 사이 주별 자료로 국제 유가의 변화에 대해서 국내 유가가 유가 상승 기와 하락기 사이에 비대칭적으로 반응하는지를 살펴보았는데, 검정결과 국내외 유가 자료들의 어떠한 결합에서도 대칭성의 귀무가설이 기각되지 못하였다. 차경천(2012)은 또한 2003-2011년의 주별 자료에서 국제 유가 변동이 국내 휘발유 가격에 미치는 비 대칭적이고 비비례적인 반응을 확인하였다. 오선아·최고은·허은녕(2015)에서는 오선아 (2006)에서 고려한 기간과 그 이후(기간 1: 1997년 2월-2005년 6월, 기간 2: 2005년 7 월- 2015년 4월)기간을 구분하여 국제 유가에 대한 국내 유가의 비대칭반응 현상에 대해 연구하였다. 이들은 시장지배력을 고려한 경우 두 기간 모두 국내 휘발유 시장 에서 시장지배력과 유가 비대칭성 간에 유의적인 관련성이 나타나지는 않았다고 제시 하였다. 다만 등유시장에서는 기간 1에서 비대칭성은 존재하지 않지만 수요가 증가할 때의 시장지배력이 존재하는 것으로 추정된 반면 기간 2에서 등유는 비대칭과 시장지 배력이 모두 존재하는 것으로 밝혔다.
3. 분석 모형 및 연구 가설
3.1 분석모형 2010년대에 들어 국내 주유소 휘발유 가격이 국제 유가에 대해 비대칭적으로 반응 하였는지 살펴보기 위해 사용하는 실증분석 모형의 기본 형태는 Bachmeier & Griffin(2003)의 비대칭 오차수정모형(Asymmetric Error Correction Model)이다. 위 모형은 기본적으로 ARDL(Autoregressive Distributed Lag)의 오차수정모형을 토대로 모형 내 변수들에 비대칭 제약을 부과한 형태이며(Shin, Yu and Greenwood-Nimmo,은 오차수정모형을 기본으로 하고 있으므로 장기적인 균형상태 및 이의 조정과정을 볼 수 있다는 장점을 제공하는 한편 충격반응함수 분석을 통하여 초기 해외 유가에 충격의 방향성에 따라 이후의 국내 유가 반응 및 그 유의성을 그 방향성에 따라 각각 나타낼 수 있어 비대칭성 파악에 상세한 정보를 제공한다는 이점이 있다. 본 연구에서 사용하는 비대칭 오차수정모형의 기본 추정식은 식 (3.1)과 같다.
(3.1) 단,
변수 와 는 각각 시점 기의 국내 주유소 휘발유 가격()과 국제 유가 ()를 각각 1계 차분한 변수이다. 해외 유가를 나타내는 변수()는 두 가지로 사 용되는데 이들은 직접비용 측면에서 국제 원유 가격 지수(DUBAI)와 기회비용 측면에 서 살펴보는 국제 휘발유 가격(IP)7)이다. 각 유가는 한국석유공사에서 제공하는 방식 중 리터당 원화로 모두 통일하여 사용한다.8) 는 장기 균형 관계를 나타내는 공적분 벡터로 모형에서 사용하는 와 의 수준변수로 구성된다. 는 모형의 잔차항 (residual)을 나타낸다. 공적분 벡터 밖에서 적용되는 계수 는 조정계수로 일 때는 로 그리고 ≤ 일 때는 로 적용된다. 단기 균형식에 해당하는 추정계수는 과 로 구성되며, ( )는 ( ≤ )일 때 적용되고 ( )는 ( ≤ )일 때 적용된다. 계수 와 은 공적분 내에 있으며 장기균형관계를 나 타내는 계수이다.9) 국제 유가의 국내 주유소 보통 휘발유 가격에 미치는 비대칭 영향을 살펴보는 모6) 기본적으로 Bachmeier & Griffin(2003)과 Shin, Yu and Greenwood-Nimmo(2014)의 모형은 유사하지만 설정에 가장 큰 차이는 비대칭 변수를 설정하는 것 특히 공적분 벡터와 관련된 변수의 설정에 있다. 전자는 오차의 조정에 있어 원인변수(본 연구에서는 국제 유가에 해당) 의 상승기와 하락기의 영향을 차별화하는 방식이며, 후자에서는 변수설정 출발부터 모든 변 수의 상승기와 하락기를 나누고 이 영향을 분리하는 방식이다. 7) 이는 한국석유공사에서 국제 상품 가격의 항목이며, 본 연구에서는 휘발유 가격에 주목하므 로 국제 휘발유 가격이라고 사용한다. 8) 김진웅·김종호(2009)에서도 실증분석에서 배럴당 달러로 제공되었던 국제 유가를 환율 및 도 량형 환산표(1배럴=158.987리터)를 이용하여 리터당 원화로 환산하여 사용하였다. 9) 개방경제인 한국경제의 특성상 현물가격과 소매가격간의 관계가 장기적으로 비대칭성을 갖 는다는 가능성이 극히 제한적일 것이라고 판단되어 Bachmeier & Griffin(2003)와 같이 공적 분 벡터내의 계수들에서 비대칭성이 없는(그렇지만 조정계수에는 비대칭성이 가능한) 모형을 구성하였다. 보다 엄밀한 판단을 위해서는 장기비대칭 가능성을 두고 가설정해야 보다 정확 할 것으로 판단된다. 다만 본 기본모형의 실증분석 결과에서 공적분 벡터 조정계수가 국제유 가 상승 및 하락 간에 차이가 없다는 귀무가설은 기각되었다.(<표 5.3> 참조)
형 실증분석을 다음과 같이 세분한다. 첫째, 『모형 1』은 국제 유가를 두바이 가격 지 수로 설정하여 살펴보고 있으며, 『모형 2』는 국제 휘발유 가격으로 설정하는 것이다. 둘째, 각 모형은 주별과 일별로 각각 진행된다. 마지막으로, 각 모형은 추정기간을 전 체 기간과 이를 둘로 나눈 세부기간들에서 각각 추정한다. 『전체 기간』은 주별 2011 년 8월 1주부터 2016년 6월 4주 기간이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일 기간이다. 세부 추정기간에서 『기간 1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8월 4주 기간이고 일별 2011년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일 기간을 나타내며, 『기간 2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주 기간이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24일 기간이다. 이같이 주별 및 일별모형을 모두 고려하는 이유는 다음과 같다. 첫째 일별모형의 경우는 주별모형에 비해 보다 많은 가격정보를 사용할 수 있다는 잇점이 있다. 실제 로 Bachmeier & Griffin(2003)은 주별 데이터로 분석하는 경우 Borenstein, Cameron, Gilbert(1997)와 동일하게 유가의 유의적 비대칭성 현상이 입증되지만 일별 데이터로 는 나타나지 않는다는 점에 주목하였던 것에서 출발한다. 여기에는 Geweke(1978)의 결과로 설명이 되었는데 주기가 긴 데이터를 사용한 추정결과에서는 유의적 편차 (significant bias)가 발생된다고 주장한 것이다. 즉 주기가 긴 데이터를 사용하는 경 우, 적절한 시차배분이 설정되지 못하여 일종의 누락변수(omitted variable)와 같은 문 제를 발생시킬 수 있다. 이점에 주목했던 김진웅·김종호(2009)에서는 추정기간에 다소 차이가 있기는 하지만 국내 휘발유 가격의 비대칭 반응은 주별 모형에서는 0∼4주간 그리고 일별에서는 그보다 크게 짧은 2∼5일로 나타난다고 제시했다. 여기에서는 Geweke(1978)에서 지적한 바와 같이 주별데이터를 사용하는 경우 가격조정절차가 누 락될 수 있기에 보다 비대칭성이 장기간 보일 수 있다고 지적하였다. 둘째로, 주별모 형의 경우는 단기적 특이치의 영향을 줄이고 보다 장기적인 추세를 반영하여 안정적 인 추정결과를 제공할 수 있다. 즉 국내 정유사의 주유소 공급가격은 아직도 사후정 산이라는 관행이 존재하는 등 즉각적인 국제 가격 반응 구조가 아닐 수 있다는 이유 를 반영하여 주별자료를 함께 사용한다. 마지막으로 두 가지 일별 및 주별 자료를 모 두 이용하면 유가비대칭의 기간 간 특성차이에 대한 강건성을 점검할 수 있다는 장점 이 있다. <표 3.1> 실증분석 추정기간 전체 기간(2011.8-2016.6) 기간 1(2011.8-2014.8) 기간 2(2014.9-2016.6) 주별 모형 1 (국내 주유소 보통 휘발유 가격, 해외 원유 가격(Dubai) ) 모형 2 (국내 주유소 보통 휘발유 가격, 국제 휘발유 가격(IP) ) 일별 모형 1 (국내 주유소 보통 휘발유 가격, 해외 원유 가격(Dubai) ) 모형 2 (국내 주유소 보통 휘발유 가격, 국제 휘발유 가격(IP) )
주: 『전체 기간』은 주별 2011년 8월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 세부 추정기간에서 『기간 1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일을 나타내며, 『기간 2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 3.2 연구 가설 및 비대칭성 검증방법 연구가설은 국제 유가 변화(상승 및 하락)에 대한 국내 유가의 반응들에 있어 통 계적인 비대칭성이 발생하는지 검증한다. 이 비대칭성에는 반응하는 속도 뿐 아니라 반응하는 누적크기까지 포함된다.
비대칭성을 검증하는 방법은 Borenstein, et al.(1997) 및 Bachmeier & Griffin (2003)에서 적용하였던 충격반응 함수를 통한 동태적인 귀무가설 검증방법을 이용한 다.10) 먼저 식 (1)을 2단계 방식으로 추정한 후, 충격반응함수를 구성하는 것으로부터 출발한다. 초기 충격을 국제 유가에 +1 또는 –1(단위, 원/리터)의 충격을 가한 후 주 유소 보통 휘발유 가격의 향후 반응을 주별에서는 12주, 일별에서는 80일 까지의 기 간(horizon)에 대해 충격반응함수로 표현한다. 이때 나타나는 +충격반응함수와 –충격반응함수 두 가지 그래프가 서로 통계적으 로 상이한지를 판단하기 위하여 신뢰구간을 이용한다. 신뢰구간을 구하기 위해 1000 번의 bootstrapping을 통하여 + 및 - 충격반응함수의 신뢰구간을 각각 구한다.11) 일반 적으로 생각할 때 해외유가에 상승(하락) 충격이 발생하면 국내 유가가 상승(하락)하 게 되므로, 그래프분석에서 동일 사분면에 위치시키도록 –충격반응함수에 –1을 곱 하여 두 충격반응 그래프를 비교한다. 비록 +충격반응함수와 –충격반응함수가 서로 정확히 동일하지 않다고 하더라도 신뢰구간이 겹치게 된다면 두 충격반응함수가 통계 적으로 다르다고 판단할 수 없지만, 만약 신뢰구간이 서로 떨어져서 나타난다면 두 충격반응함수간의 유의적인 차이가 있다고 할 수 있다. 예컨대, +충격반응함수가 –충 격반응함수보다 높게 위치하고 그 신뢰구간이 각 기간에서 서로 상이하다면 전형적으 로 흔히 발생하는 비대칭 형태인 Rocket and Feather 가설을 나타낸다고 볼 수 있는 것이다.
비대칭성을 확인하기 위하여 사용한 bootstrap 방법은 잔차항 기반 표본 재추출(residual- based resampling)방법을 사용하였다. bootstrapping 방법은 가설검증에서 매개변수 적 추론(parametric inference)의 대안으로 사용될 수 있으며, 주로 VAR류의 다변량 시계열분석(multivariate analysis)에서 흔히 이용되고 있다. 흔히 사용하는 방법대로 시계열분석에서 분포가정을 통해 신뢰구간을 도출해 수도 있지만 관측치 수가 적거나 가정하는 분포가 실제와 상이한 경우에 실제 신뢰성을 갖기 어려운 경우가 흔히 발생 한다. 이런 경우 기본 추정에서 발생한 잔차항을 무작위로 재배열한 후 재추정하여 신뢰구간을 도출하게 되는데 이것이 잔차항 기반 표본 재추출 방법으로 본 연구에서 사용한다. 10) 김진웅·김종호(2009)에서도 이같은 충격반응함수를 통한 유가의 비대칭성을 검정하였다. 11) 신뢰구간의 산정방식은 Lutkepohl(2005)에 자세한 설명을 참조하자.
4. 데이터
본 연구에서 사용하는 데이터는 국제 원유 가격(두바이), 국제 휘발유 가격, 그리 고 국내 주유소 판매 가격으로 모두 리터당 원화기준으로 사용하며12), 출처는 한국석 유공사이다. 국내 연구의 경우 비대칭 모형에서 국제 유가를 환율을 별도로 고려한 경우는 나인강(2002), 오선아·허은녕(2007) 이며, 원화로 환산하여 분석한 경우는 임상 수(2007), 김진웅·김종호(2009), 차경천(2012), 오선아·최고은·허은녕(2015) 등이다. 해 외에서는 Plemis and Fotis(2014)가 두 가지 경우를 모두 고려하였다. 본 연구는 임상 수(2007) 등에 따라 국제 유가를 국내단위인 리터당 원화로 환산된 값으로 사용한다. 이는 국내 소비자가 실제로 직면하는 화폐 기준으로 비대칭성을 살펴보기 위함이다. 데이터의 기간은 2011년 8월부터 2016년 6월까지로 그 형태는 일별 및 주별 두 가 지로 구성된다. 시작하는 시점을 2011년 8월부터 선정한 이유는 첫째 동 실증모형을 이용하여 2009년 초까지의 데이터를 이용한 연구(김진웅·김종호, 2009)가 수행되었으 며, 둘째, 지식경제부(2011)의 주도로 1997년 1월-2011년 2월까지의 자료에 근거하여 포괄적인 연구결과가 발표되어 있다는 것이다. 셋째, 그 이후에 이어진 2011년 4월부 터 7월까지의 정유사의 한시적 유가인하를 감안하여 2011년 8월부터로 분석기간 시작 시점을 선정하였다.13) 아울러 전체 기간을 분석함과 동시에 국제 유가기준 배럴당 $100 이상이 지속된 고유가 기간(2011년 8월–2014년 8월)과 배럴당 $100 이하로 지 속된 기간(2014년 9월-2016년 6월)을 나누어서 살펴보고자 한다. 국내 주유소 휘발유 가격을 결정하는 가장 중요하고 기본적인 비용에 해당하는 변 수로 국제 원유 가격 또는 국제 휘발유 가격을 사용하데 이렇게 설정하는 근거는 다 음과 같다. 직접비용에 해당하는 국제 원유가격은 두바이(Dubai), 브렌트(Brent), 미 서부 텍사스 중질유 지수(WTI)를 기준으로 하지만, 국내 원유도입의 대부분이 중동지 역으로부터 수입되는 점을 감안하여 두바이 가격지수를 대표적인 변수로 사용한다.14) 또한 국제 휘발유 가격은 국내 휘발유 가격의 기회비용을 구성하는 하나의 구성개념 으로 사용되며, 실제로 2001년 중반이후 국내 석유제품 가격결정 기준이 국제 원유가 방식에서 국제 제품가 방식으로 바뀌었다(최원락·황인학(2012, p117), 지식경제부(2011)).15)12) Asplund, Eriksson, and Friberg(2000)는 1980-1996년 중의 스웨덴의 월별 자료를 이용하여 휘발유시장의 가격조정을 연구하였다. 이들은 휘발유 소매가격이 시점 의존적(time-dependent) 으로 설정된다는 가설이 극히 제한적으로(월초 효과) 나타날 뿐이라고 주장하였다. 여기에서 이들은 현물가격과 환율 변동에 대한 소매가격의 반응을 분리하여 분석하였으며 소매가격은 현물가격에 비해 환율변동에 대해 더욱 빠르게 반응하고 있는데, 이는 현물가격의 변동성이 환율의 변동성보다 상대적으로 크기 때문이라고 제시하였다. 특히 소매가격(retail price)이 비 용충격(cost shock)에 대해서 비대칭적으로 반응하고 있음을 지적하였는데, 이는 동월 효과 측면에서 소매가격이 현물가격에 대해 비대칭적으로 반응하기 때문이었다. 13) 만약 한시적 유가인하 시점을 포괄하고 이를 더미형태로 처리하는 경우 래그 선정 및 추정 결과에 다소 교란요인으로 작용하는 것으로 보인다. 따라서 본 연구에서는 한시적 유가 감면 3개월의 기간을 제거하고 분석한다. 14) 대 중동지역 원유수입비중은 2015년 현재 82.3%로 지난 2000년의 81.9%이후 안정적으로 80%를 상회하고 있다.(에너지통계월보, 각호 참조) 15) 이는 또한 휘발유제품의 국내소비/국내생산 비중을 보면 2015년 현재 48.7%로 지난 2010년
출처: 한국석유공사 <그림 4.1> 국제 유가 추이 및 추정기간 설정
5. 실증분석 결과
5.1 기본데이터 분석 기본적으로 유가의 상승과 하락에 대한 일반적인 통계적 정보를 제공하고자 한다. 이는 국제 유가와 국내 유가 간의 단순한 크기 차이만을 보려는 것이 아니라 국내 및 국제 유가 각 변수에서 매 시점마다의 상승과 하락을 구분하여 그 횟수와 그 평균 변 화 정도를 보다 국제 유가의 움직임에 비해 국내 유가가 어떻게 움직였는지 비교하려 는 것이다. 전체 기간(2011년 8월–2016년 6월)에 대해서 전반적으로 국내 주유소 보통 휘발 유 가격의 하락대비 상승 횟수 비율은 같은 기간 국제 유가에 비해 낮은 수준이지만, 국내 유가의 평균 하락폭 대비 평균 상승폭의 비율은 국제 유가에 비해 높은 수준이 다. 즉 전체 기간에 대해서 전반적으로 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 하락대비 상 승 횟수 비율은 52.4%(주별)와 52.0%(일별)로 같은 기간 두바이 가격 지수에서의 82.9% (주별)와 89.5%(일별) 그리고 국제 휘발유 가격의 90.3%(주별)와 95.7%(일별)에 비해 의 61.6%에 비해 하락하였다. 이는 휘발유제품의 가격 결정에 있어서 해외시장과의 가격 경 쟁력 또한 높게 고려될 부분이라는 것을 보여준다.(에너지통계월보, 각호 참조)낮게 나타나고 있다. 그렇지만 같은 기간 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 평균 하락 폭 대비 평균 상승폭 비율은 114.4%(주별)와 116.0%(일별)로 두바이 지수에서의 92.3%(주별)와 89.5%(일별) 그리고 국제 휘발유 가격의 89.8%(주별)와 96.3%(일별)에 비해 높게 나타나고 있다. <표 5.1> 주요변수의 등락통계 (주별) 국제 원유 가격 (두바이 가격 지수) 국제 휘발유 가격 국내 휘발유 가격 상승 하락 보합 상승 하락 상승 하락 보합 전기간 횟수 116 140 0 121 134 1 88 168 0 평균값 11.3 -12.2 - 14.8 -16.5 - 8.6 -7.5 -횟수(상승/하락) 82.9 90.3 52.4 평균값(상승/하락) 92.3 89.8 114.4 기간1 횟수 79 82 0 77 83 1 59 102 0 평균 11.01 -11.8 1 - 15.77 -16.0 8 - 7.95 -5.71 -횟수(상승/하락) 96.3 92.8 57.8 평균값(상승/하락) 93.3 98.0 139.2 기간2 횟수 37 58 0 44 51 0 29 66 0 평균 11.9 -12.8 - 13.1 -17.2 - 9.9 -10.3 -횟수(상승/하락) 63.8 86.3 43.9 평균값(상승/하락) 92.6 76.5 96.0 주: 1. 『횟수』는 등락(상승, 하락, 보합) 일수, 『평균값』은 등락의 원화기준 평균가격이며, 『횟수 (상승/하락)』은 하락 일수 대비 상승 일수 비율(%)을 그리고 『평균값(상승/하락)』 평균 하락(가격)폭 대비 평균 상승(가격)폭 비율(%)이다. 2. 『전체 기간』은 주별 2011년 8월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 세부 추정기간에서 『기간 1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8 월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일을 나타내며, 『기간 2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24 일이다. 이같은 현상은 고유가 시기인 기간 1(2011년 8월-2014년 8월)에서도 전체 기간과 유사하게 일관적이다.16) 그러나 저유가 시기인 기간 2(2014년 9월-2016년 6월)에서는 다음과 같이 상이한 현상으로 나타난다. 기간 2에는 국내 유가의 하락대비 상승 횟수 비율은 국제 유가에 비해 낮은 수준이며 또한 국내 유가의 평균 하락폭 대비 평균 상 16) 이때, 기간 1에서 국내 유가의 평균 하락폭 대비 평균 상승폭 비율이 전체 기간 및 기간 2 의 각 비율에 비해 높았다.
승폭 비율도 국제 유가에 비해 유사 또는 다소 낮은 수준을 보이고 있다. 즉 기간 2 에서 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 하락대비 상승 횟수 비율은 43.9%(주별)와 45.3%(일별)로 같은 기간 두바이지수에서의 63.8%(주별)와 78.3%(일별) 그리고 국제 휘발유 가격의 86.3%(주별)와 85.7%(일별)에 비해 낮게 나타나고 있다. 그리고 같은 기간 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 평균 하락폭 대비 평균 상승폭 비율은 96.0% (주별)와 95.0%(일별)로 두바지지수에서의 92.6%(주별)와 104.8%(일별) 그리고 국제 휘발유 가격의 76.5%(주별)와 99.4%(일별)와 유사하거나 낮게 나타나고 있다. <표 5.2> 주요 변수의 등락 통계 (일별) 국제 원유 가격 (두바이 가격 지수) 국제 휘발유 가격 국내 휘발유 가격 상승 하락 보합 상승 하락 상승 하락 보합 전기간 횟수 579 647 54 600 627 53 437 841 2 평균값 6.81 -6.72 - 8.16 -8.47 - 1.76 -1.52 -횟수(상승/하락) 89.5 95.7 52.0 평균값(상승/하락) 101.3 96.3 116.0 기간1 횟수 380 393 32 390 382 33 289 514 2 평균 6.61 -6.63 - 8.03 -8.48 - 1.65 -1.16 -횟수(상승/하락) 96.7 102.1 56.2 평균값(상승/하락) 99.7 94.6 142.3 기간2 횟수 199 254 22 210 245 20 148 327 0 평균 7.18 -6.85 - 8.40 -8.45 - 1.97 -2.08 -횟수(상승/하락) 78.3 85.7 45.3 평균값(상승/하락) 104.8 99.4 95.0 주: 1. 『횟수』는 등락(상승, 하락, 보합) 일수, 『평균값』은 등락의 원화기준 평균가격이며, 『횟수 (상승/하락)』은 하락 일수 대비 상승 일수 비율(%)을 그리고 『평균값(상승/하락)』 평균 하락(가격)폭 대비 평균 상승(가격)폭 비율(%)이다. 2. 『전체 기간』은 주별 2011년 8월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 세부 추정기간에서 『기간 1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일을 나타내며, 『기간 2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24 일이다. 이상의 국내외 유가 등락 통계를 통해 살펴볼 수 있는 것은 고유가 시기에서보다 저유가 시기에 들어서 국제 유가에 비해 상대적으로 상승압력이 크게 줄어들었다는 것이다. 물론 이같은 분석은 시차효과 등을 고려하고 있지 않으므로 단순 비교에는
분명히 한계가 있지만 단순히 상승 하락의 정보를 이용한 기본 통계를 통해 해당 기 간중 대략의 추세를 가늠해 볼 수 있다는 점에서 유용한 정보를 제공한다. 다음은 실 증분석을 추정하여 그 주요 결과인 충격반응함수를 통해 국제 유가에 대한 국내 유가 의 비대칭 반응을 분석한다. 5.2 모형 분석 결과 5.2.1 단위근 검정 및 공적분 검정 식 (3.1)과 같은 비대칭 오차수정모형의 적용을 위하여 먼저 모형 내 변수들이 1계 차분 이전에는 불안정적이지만 1계 차분 이후 안정적인 I(1)의 특성을 보여야하는데 이는 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 단위근 검정을 통해 파악한다. 검정 결과, 각 모형별 변수의 단위근 검정결과 변수들은 I(1)을 보이는 것으로 나타났다(<부록 1> 참조).
또한 모형에 포함된 I(1) 변수의 수준 변수(level variable)간에 존재하는 장기관계 를 공적분 벡터로 추정에서 생성된 잔차항이 시계열적으로 안정적(I(0))일 때, 공적분 관계가 있다고 할 수 있다. 이는 Engel & Granger(1986)방식을 기본으로 하며, Pesaran, Shin, and Smith(2001)의 bounds test로 강건성을 점검한다. 먼저, Engel & Granger(1986)의 방식으로 Augmented Dickey-Fuller 단위근 검정을 통해 공적분을 검정하는 경우, <부록 2> A와 같이 <모형 1>과 <모형 2>에서 각각 표본의 형태와 상관없이(주별/일별, 추정기간) 모든 경우에서 국내 주유소 보통 휘발유 가격과 국제 유가 간에는 장기적인 관계인 공적분 관계가 통계적으로 유의적이었다. 이같은 기본 적인 공적분 검정에 추가하여, 공적분 관계가 존재함을 확인하기 위한 강건성 검정의 일환으로 ARDL bounds test를 통해 각 모형에 대해 공적분 관계가 존재함을 확인하
였다(<부록 2> B.). 그 결과 특정한 경우를 제외하고17) <모형 1>과 <모형 2>에서
각각 주별 및 일별 어떤 자료를 사용하건 공적분 관계가 유의적이었다. 요약하면, 기 본적으로 Engel & Granger(1986)의 방식에서 모두 유의적인 공적분 관계가 검증되었 으며, bound test결과에서는 일부의 경우를 제외하고 대부분 유의적인 공적분 관계가 검증되었다. 이렇게 여러 모형별로 살펴본 단위근 및 공적분 분석결과는 식 (3.1)과 같은 오차수정모형을 구성하는 근거가 된다. 모형의 차분 변수를 구성하는 최적 래그의 수는 Schwarz 지수를 이용하여 선정하 였다.18) 주별 모형에서는 기간과 상관없이 최적 래그의 수는 2였으며, 일별모형에서의 최적 래그는 전체 기간에 대해 7로 그리고 각 기간1과 기간2에서는 모두 6으로 선정 17) <모형 1>에서 기간2의 주별 데이터를 사용하였을 경우. bounds test를 통해서 유의적인 공 적분 관계가 나타나지 않았다. 그러나 이 경우를 제외한 대부분의 경우에서 유의적인 공적분 관계가 입증되었므로, 일관적 적용을 위해 모두 오차수정모형을 사용하기로 한다. 18) 일반적으로 최적 래그 수를 선정하는 데에 있어 다음의 두 가지 방법이 흔히 사용되고 있 으며 본 연구에서는 첫 번째 방법을 사용한다. 첫 번째는 통상적으로 정보 손실 지수를 이용 하여 두 변수( )에 대해 대칭적으로 동일한 래그 수를 선정하는 방법이며, 둘째는 – 특히 ARDL모형의 경우 – 유의적인 래그 변수 만을 포함시키는 general-to-specific 방법이 다. 본 연구에서는 전자의 방법을 이용하였다.
되었다. 5.2.2 추정계수를 이용한 비대칭성 검정 충격반응 그래프를 이용한 비대칭성을 검정하기에 앞서 먼저 추정계수의 값을 직 접적으로 비교하는 가설검증 결과를 살펴본다. 동 가설검증은 세 단계로 이루어지며, 특히 해외 유가의 변동에 따른 국내 휘발유 가격의 변동에 대한 세 가지 비대칭성 점 검에 주목하여 관련 계수들의 비대칭성을 점검하게 된다. 먼저 공적분 조정계수의 비 대칭성을 검정(test1, 식 (5.1) 참조)하며, 이어서 임상수(2007) 및 김진웅·김종호(2009) 에 따라 국제 유가 변동에 따른 국내 유가의 단기 반응 속도(test2, 식 (5.2) 참조) 및 전체적 단기 반응의 크기(test3, 식 (5.3) 참조)로 구성된다. (5.1) (5.2)
, (단 은 각 모형의 최적 래그 수) (5.3) 특히 두 번째 검정은 국제 유가의 상승 및 하락에 따라 국내유가의 반응 속도가 서로 동일한지 나타내는 귀무가설 식 (5.2)를 검정하는 것이다. 즉 이 귀무가설은 추 정에 포함된 국제유가의 상승 또는 하락에 따라 국내유가의 반응계수가 서로 각 시차 변수에서 동일하다는 것으로 국내 유가가 대칭적인 속도로 반응한다는 것을 의미한 다. 또한 세 번째 검정은 국제유가의 상승 및 하락에 따른 국내유가의 총 반응이 서 로 동일한지 검정하는 귀무가설 식 (5.3)을 검정하는 것이다. 이 귀무가설은 국제유가 의 상승 및 하락에 따라 국내 유가의 반응 합이 서로 동일하여 대칭적 효과가 나타남 을 의미한다.가설검정은 우도함수(likelihood function)를 이용하는 Wald검정방법을 이용하며, 이 결과는 다음의 <표 5.3>에 제시한다. 추정결과를 보면, 첫째, 장기 조정계수의 비 대칭성(test1)은 대부분 기각할 수 없었다. 둘째, 단기계수의 비대칭성(test2, test3)과 관련해서는 모형1에서는 대체로 대칭성의 가설을 기각하지 못하며, 기각한다고 할지 라도 그 신뢰도가 다소 낮고 일관적이지 않은 편이다. 그러나 모형 2에서는 전 기간 및 기간 1에서는 조정속도(test2) 및 조정합(test3) 모두 일관적으로 대칭성 가설을 기 각할 수 있었다. 이같이 추정계수를 이용한 비대칭성 귀무가설 검정방식은 장기조정계수의 검정을 별도로 고려하더라도 두 가지 방식인 속도 및 변동합의 비교로 이루어지는 데에 반아 여 충격반응 분석을 이용한 비대칭성 검정은 가설검정을 한번으로 줄일 수 있다는 잇 점을 제공한다. 또한 충격반응 분석은 시각적으로도 한 공간에서 실현된 반응속도 및 반응 합을 동시에 비교할 수 있다는 잇점 뿐만 아니라 비대칭성의 상대적 크기 및 지 속성 또한 용이하게 한다는 잇점을 제공한다. 따라서 주된 결과는 다음에 이어지는 충격반응 함수를 이용한 비대칭성 검정결과를 사용하기로 한다.
<표 5.3> 계수 값의 비교를 통한 유가의 비대칭성 검정 결과
주별 일별
모형1 (국제원유가격)
test1 test2 test3 test1 test2 test3 전 기간 0.2944 1.8831 0.0001 0.0325 1.8524* 2.4713 기간1 0.1151 2.6582* 1.5483 0.1814 1.6955 2.3609 기간2 1.3693 1.3810 1.3579 0.1415 1.8094* 0.5112
모형2 (국제상품가격)
test1 test2 test3 test1 test2 test3 전 기간 0.1433 6.3571*** 11.8282*** 0.8316 2.4292** 6.7848*** 기간1 0.0089 5.0692*** 7.2705*** 0.1641 2.0272** 5.0132** 기간2 2.4929 1.1811 2.7588 0.2570 1.7158 2.5326 주: 1. 테스트 통계량은 F 통계를 따르는 것으로 분석한다. 기본적으로 Wald 검정은 분 포를 따르지만, 이 분포는 관측치수가 충분히(sufficiently) 늘어난다면 ․로 수렴하게 된다. 자세한 내용은 Greene(2000) 참조. 2. ***, **, *는 각각 유의수준 1%, 5%, 10%에서 귀무가설이 유의적임을 나타낸다. 3. 빗금친 부분은 귀무가설(대칭반응)을 표기된 유의수준에서 기각할 수 있음을 나타낸다. 5.2.3 충격반응함수 분석을 이용한 비대칭성 검정 <그림 5.1> 및 <그림 5.2>에서는 각각 국제 유가를 두바이 가격 지수로 사용한 모형 1과 국제 휘발유 가격으로 사용한 모형 2의 추정결과를 충격반응 함수를 그래프 로 표현하고 있다. 추정결과를 보면 다음을 확인할 수 있다.19) 첫째, 전체 기간(2011년 8월- 2016년 6월)의 추정결과 국제 원유가를 사용한 모형 1에서는 국내 유가의 반응에 어떤 주기의 데이터를 사용하건 유의적인 비대칭성이 나 타나지 않았다(<그림 5.1>의 1×1위치 및 1×2위치). 그러나 국제 휘발유 가격을 사용 한 모형 2의 결과에서는 주별 모형에서는 초기 충격 발생 후 2-3주에서(<그림 5.2>의 1×1위치) 그리고 일별에서는 단발적이지만 4일차에(<그림 5.2>의 1×2위치) 유의적인 비대칭성이 나타났다. 이때 비대칭성은 Rocket and Feather 가설과 동일한 결과로 국 제 유가 상승시 국내 유가는 빠르게 그리고 하락 시는 느리게 반응한다는 것이었다.
19) 본 연구에서는 추정계수의 가설검증을 통해 국제 유가의 변화에 따른 국내 유가의 비대칭 반응에 대해 분석하는 대신에 충격반응함수를 이용하므로 각 모형의 추정결과에 대해서는 부 록에서 나타내기로 한다.(<부록 3>과 <부록 4> 참조)
주별 모형 일별 모형 전체 기간 (2011년 8월 – 2016년 6월) 기간1 (2011년 8월 – 2014년 8월) 기간2 (2014년 9월 – 2016년 6월) 주: 1. 『IRF(P)』는 국제 유가의 +충격에 대한 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 반응을 나타내며, 『IRF(N)×(-1)』은 국제 유가의 –충격에 대한 반응에 (-1)을 곱한 것이다. 2. 점선은 해당 충격반응 함수의 95%신뢰구간으로 1000번의 bootstrapping을 통해 생성하였다. 3. 빗금친 부분은 국내 유가의 반응에 유의적인 비대칭성이 있음을 나타낸다. 4. 제 1열은 주별모형을 나타내며, 제 2열은 일별모형을 나타낸다. <그림 5.1> 충격 반응 함수 결과(모형 1: 국제 원유 가격 사용)
주별 모형 일별 모형 전체 기간 (2011년 8월 – 2016년 6월) 기간1 (2011년 8월 – 2014년 8월) 기간2 (2014년 9월 – 2016년 6월) 주: 1. 『IRF(P)』는 국제 유가의 +충격에 대한 국내 주유소 보통 휘발유 가격의 반응을 나타내며, 『IRF(N)×(-1)』은 국제 유가의 –충격에 대한 반응에 (-1)을 곱한 것이다. 2. 점선은 해당 충격반응 함수의 95%신뢰구간으로 1000번의 bootstrapping을 통해 생성하였다. 3. 빗금친 부분은 국내 유가의 반응에 유의적인 비대칭성이 있음을 나타낸다. 4. 제 1열은 주별모형을 나타내며, 제 2열은 일별모형을 나타낸다. <그림 5.2> 충격 반응 함수 결과(모형 2: 국제 휘발유 가격 사용)
<표 5.4> 비대칭 가설검증 결과 요약 주별 일별 비대칭 유무 비대칭기간 비대칭 유무 비대칭기간 모형 1 전체 기간 × - × -기간 1 × - ○ 3-5일 기간 2 × - × -모형 2 전체 기간 ○ 2-3주 ○ 4일 기간 1 ○ 3-11주 ○ 3-35일 기간 2 × - × -둘째, 전체 표본을 둘로 나눌때 전반부에 해당하는 고유가 시기인 기간 1(2011년 8 월–2014년 8월)에 대한의 추정 결과는 모형 1(두바이 지수 사용)에서 주별 모형에서 는 유의적인 비대칭성이 발견되지 않았지만(<그림 5.1>의 2×1위치) 일별 모형에서는 초기 충격 발생 후 3-4일 사이에(<그림 5.1>의 2×2위치) 국제 유가의 하락보다 상승 시에 보다 빠르고 크게 반응하는 유의적인 비대칭성이 나타났다. 또한 모형 2(국제 휘 발유가격 사용)에서의 결과는 주별 및 일별에서 상당히 오랜기간 유의적인 비대칭성 이 나타났다. 즉 주별 모형에서는 초기 충격 발생 후 3-11주 사이에(<그림 5.2>의 2×1위치) 그리고 일별모형에서는 3-35일 사이에(<그림 5.2>의 2×2위치) 유의적인 비 대칭성 특히 rocket and feather현상이 보여진다.
셋째, 전체 표본의 후반부인 저유가 시기인 기간 2(2014년 9월-2016년 6월)의 추정 결과는 모형 1(<그림 5.1>의 3×1위치 및 3×2위치)과 모형 2(<그림 5.2>의 3×1위치 및 3×2위치)에서 모두 어떤 주기의 데이터를 사용하건 유의적 비대칭성이 나타나지 않았다. 전체적으로 국제 유가에 대한 국내 유가의 반응이 비대칭인지 살펴본 결과를 정리 하면 다음과 같다. 전체 기간에 대한 분석 결과에서는 국제 원유 가격에 대한 국내 유가의 반응에서 주별 및 일별 자료를 이용한 실증분석 결과 모두에서 모두 유의적인 비대칭 현상을 발견할 수 없었다. 그러나 국제 휘발유 가격 변동에 따른 국내 유가의 반응에 대해서는 자료의 주기 형태와 상관없이 모두 유의적인 비대칭적 반응 현상이 나타났다. 이때, 국제 휘발유 가격이 상승할 때 국내 유가가 상대적으로 더 빠르고 크 게 반응하는 비대칭 현상은 특히 『고유가의 시기』에 주로 나타난 것으로 국제 휘발유 가격에 대한 반응에서의 비대칭이 상대적으로 크고20) 장기적으로 지속되었음을 확인
할 수 있었다. 이와는 반대로 저유가 시기에 들어서는 rocket and feather 비대칭 현 상이 크게 완화되어 유의적인 비대칭이 나타나지 않았다. 심지어 국제 원유 가격을 이용한 분석(모형 1)에서는 – 비록 유의적이지는 않았지만 - rocket and feather의
반대현상21)이 보이기까지 하였다(<그림 5.1>의 3×1위치 및 3×2위치).
20) 본 연구에서 직접적인 크기로 비교하지는 않았지만 결과 그래프에서 반응의 크기를 나타내 는 Y축의 범위 설정에 통일성(<그림 5.1>에서는 최대값을 2.0으로 <그림 5.2>에서는 최대값 을 1.6으로 통일)을 유지하였으므로 쉽게 살펴볼 수 있다.
6. 결론 및 시사점
본 연구 목적은 2010년대 들어 국제 유가 변화에 대한 국내 유가 반응의 비대칭성 현상이 나타나는지 그리고 어떤 변화가 있는지 점검하는 것이다. 여기서 비대칭성에 대한 가설검증 결과는 비대칭오차수정모형의 충격반응분석에 따라 정리한다. 분석에 따른 결과를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 2011-2016년 전체 기간에서는 국 제 유가를 국제 원유 가격(DUBAI)으로 보았을 때에는 나타나지 않던 유가의 비대칭 반응현상이 국제 휘발유 가격으로 보았을 때에는 여전히 나타나는 것으로 파악되었 다. 이같은 현상은 이미 국내 유가 결정의 기준이 국제 원유 가격 기준에서 국제 휘 발유 가격 기준으로 전환되었음에도 불구하고 나타났다는 점에서 기대와 다른 것으로 보인다. 둘째, 전체 기간을 국제 원유 가격 배럴당 $100를 기준으로 전반부의 고유가 시기(2011년 8월- 2014년 8월)와 후반부의 저유가 시기(2014년 9월-2016년 6월)로 구 분하여 분석한 결과 역시 국내 유가의 비대칭 반응 현상은 국제 원유 가격에 대해서 보다는 국제 휘발유 가격에 대해서 유의적이었으며, 특히 주로 고유가 시기에 뚜렷하 였다. 이같이 기간 1에서 오랜 기간 발생하는 비대칭 현상은 특히 주별 자료를 사용 했을 때 뿐 아니라 보다 많은 정보를 포함하는 일별자료를 사용했을 때에도 일관적이 었다. 셋째, 이어지는 저유가시기(2014년 9월-2016년 6월)에는 어떤 국제 유가에 대한 국내 유가의 반응에서 유의적인 비대칭현상이 발견되지 않았으며, 주별 뿐 아니라 일 별자료를 이용한 경우 모두에서 일관적이었다. 가장 특징적인 것은 2011년 이후 고유 가를 보이던 시기에 유의적으로 나타나던 국제 휘발유 가격 변동에 대한 국내 유가 반응의 비대칭 현상이 이후인 저유가 시기인 2014년 들어 완화되었다는 점이다. 이들 세 특징들을 종합하면 2010년대 발생한 국내 유가 변동의 비대칭 반응은 상 대적으로 비용측면에서 보다는 기회비용 측면에서 나타난 현상이었으며, 이후 저유가 시기 들어 크게 해소된 것으로 보인다고 할 수 있을 것이다. 이렇게 국제 저유가의 시기에 들어 국내 유가의 비대칭성이 약화된 가능성 있는 원인을 들면 다음과 같다. 첫째, 먼저 가장 가능성 있는 것으로, 유가 비대칭 현상에 대한 정책당국의 큰 관심 속에22) 석유시장 유통구조개선정책을 통해 가격경쟁이 촉진 된 것을 들 수 있는데, 최근 대한석유협회(2015)에 따르면 동 정책의 추진과 정착에 따라 2014년 들어 정유사의 점유율이 변화하는 등 긍정적인 효과가 있는 것으로 평가 되고 있다. 우선, 대형 정유사의 독과점 상황인 석유제품의 소매 유통 방식을 개선하 기 위하여 도입한 알뜰 주유소 정책, 주유소 혼합판매 전환 등 공급자 간 경쟁촉진 정책들이 소기의 성과를 나타낸 것으로 보인다. 이중에서 물론 알뜰 주유소 정책은 2011년 12월부터 추진되었지만 현실적인 제약으로 인하여 가격 인하폭이 크지 않은 등 소비자가 체감하는 직접적인 긍정적 효과는 크지 않다고 알려져 있다. 다만 알뜰 21) 국제 유가가 상승함에 따른 국내 유가 상승이 국제 유가 하락시의 국내 유가 하락에 비해 더 적고 느리게 나타남을 확인할 수 있다 22) 특히 2015년 1월 정부는 국제 유가 하락이 국내 석유제품·LPG 가격에 반영될 수 있도록 적극적인 협조를 당부하며 업계를 압박하는 등 저유가 시기를 맞아 가격비대칭성 해소에 대 한 정책적인 관심이 높았다.주유소 등장으로 이 점포비중이 전체 대비 10%에 이르면서 시장에서 가격경쟁이 유 발되어 전체적으로 휘발유 값 인상이 억제되는 긍정적 효과가 유효한 것으로 평가되 고 있다 - 정준환(2014).23) 둘째, 경쟁 환경 구축과 관련된 기초적인 환경요인으로, 석 유제품 가격정보 공개제도가 보완 확충된 요인을 들 수 있겠다. 소비자 보호와 공정 거래질서 확립을 위한 정보제공을 목적으로 시행된 석유제품가격 통계 공개제도는 2008년 고유가 상황 이후 석유시장에 대한 소비자의 개선 요구 증가에 따라 이후 오 피넷의 도입을 통한 가격공개의 확대에 기여하였는데, 2013년 이후 가격정보수집방식 을 실질적으로 정비하여 2015년 들어 이용자의 높은 만족도를 이끌어 내었다(통계청 2015a, 2015b). 셋째, 또한 저유가 시기에 2015년 들어 전반적으로 정제마진이 높았던 현상24)이 일부 도움이 된 것으로 보인다. 그러나 이 요인 단독적으로 유가비대칭현상 을 완화시키는 데에 효과적인 것으로 보이지는 않는다. 왜냐하면 이미 선행연구들에 서 비대칭성을 검증하였던 2000년대 후반에도 높은 수준의 정제마진을 보였을 뿐 아 니라 2010년대 초반에도 일정수준 이상의 정제마진을 보였기 때문에 직접적인 관련성 이 있을 것으로 보이지는 않는다. 다만 정제마진이 석유제품 가격에서 원유가격과 운 송비용을 제외한 순마진으로 정유사로는 이윤과 직접 연관이 있기 때문에, 석유제품 시장의 가격경쟁 촉진과 더불어 정제마진의 상승으로 가격 조정 여력이 높아진 효과 가 있었을 것으로 보인다. 그러나 본 연구에서는 이들 시장경쟁력과 유가 비대칭 반응 현상간의 직접적인 연 관관계를 연구하고 있지 않고 있으므로, 추후 연구에서 이들 요인들이 유가 비대칭 반응 현상의 완화를 이끌어 내었는지 보다 직접적이고 정밀한 연구를 추진해야 할 필 요가 있다고 하겠다. (2016년 12월 30일 접수, 2017년 1월 24일 수정, 2017년 2월 17일 채택) 23) 2015년 7월 25일 한겨레 기사 『'알뜰주유소' 3년... 알뜰효과 '글쎄요'』. 24) 2016년 들어 다시 하락하고 있다.
<부록 1> 단위근 검정 결과
A. 가정 1 주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 (국내주유소보통휘발유가격) 수준 -1.16 -0.56 -1.50 -1.30 -0.58 -1.37 차분 -5.37 *** -5.70 *** -4.15 *** -6.82 *** -5.88 *** -3.87 *** (국제 유가) DUBAI 수준 -1.31 -0.56 -1.95 ** -1.35 -0.53 -2.30 ** 차분 -12.02 *** -10.27 *** -6.57 *** -36.86 *** -29.76 *** -21.78 *** IP 수준 -1.13 -0.52 -1.62 * -1.21 -0.53 -1.76 * 차분 -11.59 *** -8.93 *** -7.37 *** -35.87 *** -28.94 *** -21.22 *** B. 가정 2 주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 (국내주유소보통휘발유가격) 수준 -0.59 -1.86 -2.21 -0.44 -2.09 -2.35 차분 -5.49 *** -5.70 *** -4.36 *** -6.94 *** -5.90 *** -4.05 *** (국제 유가) DUBAI 수준 -0.46 -2.12 -2.56 -0.36 -2.23 -2.66 * 차분 -12.09 *** -3.47 *** -6.71 *** -36.90 *** -29.75 *** -21.87 *** IP 수준 -0.87 -3.04 ** -2.26 -0.60 -2.27 -2.26 차분 -11.63 *** -3.04 *** -7.47 *** -35.89 *** -28.92 *** -21.27 *** C. 가정 3 주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 (국내주유소보통휘발유가격) 수준 -2.79 -4.52 *** -1.92 -2.52 -4.55 *** -2.14 차분 -5.52 *** -5.75 *** -4.60 *** -6.97 *** -5.94 *** -4.29 *** (국제 유가) DUBAI 수준 -2.28 -3.33 * -1.71 -2.27 -3.42 ** -1.64 차분 -12.09 *** -10.26 *** -7.06 *** -36.90 *** -29.75 *** -22.05 *** IP 수준 -2.98 -4.16 *** -2.08 -2.64 -3.22 * -1.97 차분 -11.62 *** -8.89 *** -7.58 *** -35.89 *** -28.92 *** -21.32 *** 주: 1. 가정 1은 단위근 검정식에 상수항 및 추세가 모두 없는 경우, 가정 2는 상수항만 있는 경우, 그리 고 가정 3은 상수항 및 추세가 모두 있는 경우이다. 2. *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 단위근이 존재한다는 귀무가설을 기각하는 결과라 는 의미이다. 3. 『전체 기간』은 주별 2011년 8월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 세부 추정기간에서 『기간1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8월 4주이고 일별 2011 년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일을 나타내며, 『기간2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24일이다.<부록 2>
A. 공적분 검정 1 주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 <모형 1> : 국내 주유소 보통 휘발유 가격, : 국제 원유 가격(DUBAI) 가정1 -5.19 *** -4.52 *** -2.69 *** -4.49 *** -3.72 *** -2.21 ** 가정2 -5.18 *** -4.50 *** -2.67 * -4.49 *** -3.72 *** -2.21 가정3 -5.20 *** -4.75 *** -2.82 -4.56 *** -4.10 *** -2.37 <모형 2> : 국내 주유소 보통 휘발유 가격, : 국제 휘발유 가격(IP) 가정1 -5.63 *** -4.48 *** -2.62 *** -4.49 *** -2.82 *** -2.51 * 가정2 -5.62 *** -4.47 *** -2.60 * -4.49 *** -2.82 * -2.51 가정3 -5.65 *** -5.06 *** -2.74 -4.56 *** -3.33 * -2.62 주: 1. 가정 1은 단위근 검정식에 상수항 및 추세가 모두 없는 경우, 가정 2는 상수항만 있는 경우, 그리고 가정 3은 상수항 및 추세가 모두 있는 경우이다. 2. *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 공적분 관계가 없다는 귀무가설을 기각한 다는 것을 의미한다. 3. 『전체 기간』은 주별 2011년 8월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2011년 8월 1일부터 2016년 6월 24일이다. 세부 추정기간에서 『기간1』은 주별 2011년 8월 1주부터 2014년 8월 4주이고 일별 2011 년 8월 1일부터 2014년 2014년 8월 29일을 나타내며, 『기간2』는 주별 2014년 9월 1주부터 2016년 6월 4주이고 일별 2014년 9월 1일부터 2016년 6월 24일이다. B. 공적분 검정(bounds test) 주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 <모형 1> : 국내 주유소 보통 휘발유 가격, : 국제 원유 가격(DUBAI) 통계량 7.54 ** 4.81 * 1.99 15.67 *** 10.73 *** 7.22 ** <모형 2> : 국내 주유소 보통 휘발유 가격, : 국제 휘발유 가격(IP) 통계량 14.93 *** 5.94 ** 6.58 ** 32.07 *** 23.78 *** 14.27 *** 주: 1. ARDL모형의 bounds test는 식 (1)에서 비대칭 제약이 해제하면 다음과 같은 대칭적 오차수정모형을 통한 가설검증에 해당하는 것이다.
2. bounds test의 가설검증은 귀무가설( )으로 설정한 F 검정 결과이며, 임계치는 Pesaran, Shin, and Smith(2001)의 가정 3과 k=1인 경우에서 7.84(유의수준 1%), 5.73(유 의수준 5%), 그리고 4.78(유의수준 10%)이다.3. *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 공적분 관계가 없다는 귀무가설을 기각한 다는 것을 의미한다.
<부록 3> 추정결과 – 모형 1
주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 -0.03 *** -0.04 *** -0.04 ** 0.00 *** -0.01 *** -0.01 *** -0.02 ** -0.04 ** -0.02 0.00 *** -0.01 *** -0.01 *** -0.30 -1.13 * 0.18 -0.11 * -0.16 ** -0.06 0.86 *** 0.98 *** 0.70 *** 0.47 *** 0.54 *** 0.49 *** -0.16 *** -0.23 *** -0.04 0.15 *** 0.08 ** 0.10 * 0.04 0.08 ** -0.04 0.07 ** 0.08 ** 0.03 0.58 *** 0.58 *** 0.58 *** -0.38 *** -0.45 *** -0.42 *** -0.08 ** 1.03 *** 0.94 *** 1.15 *** 0.44 *** 0.49 *** 0.58 *** -0.34 *** -0.27 *** -0.49 *** 0.23 *** 0.20 *** 0.04 0.02 0.01 0.03 0.01 0.04 -0.01 0.74 *** 0.54 *** 0.78 *** -0.39 *** -0.43 *** -0.56 *** -0.19 *** -0.01 -0.01 -0.04 0.00 0.01 * -0.01 0.17 *** 0.21 *** 0.11 * 0.02 *** 0.01 0.02 ** 0.10 *** 0.09 ** 0.08 0.01 *** 0.02 *** 0.00 0.02 *** 0.02 *** 0.03 *** 0.01 *** 0.02 ** 0.01 0.01 * 0.00 0.02 * 0.01 0.01 * 0.00 0.01 0.07 *** 0.03 0.11 ** 0.00 -0.01 0.02 * 0.12 *** 0.07 ** 0.15 *** 0.00 0.01 -0.01 0.07 ** 0.07 * 0.05 0.01 ** 0.01 * 0.01 0.00 0.00 -0.01 0.02 *** 0.01 0.02 *** 0.02 *** 0.02 *** 0.01 0.01 *** 0.02 *** 0.00 0.00 공적분 1101.27 *** 1235.20 *** 1097.52 *** 1100.93 *** 1244.11 *** 1098.49 *** 1.14 *** 0.95 *** 1.14 *** 1.14 *** 0.94 *** 1.14 *** 주: *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 계수 값이 유의적임을 나타낸다.<부록 4> 추정결과 – 모형 2
주별 일별 전체 기간 기간1 기간2 전체 기간 기간1 기간2 -0.04 *** -0.03 *** -0.07 *** -0.01 *** -0.01 *** -0.01 *** -0.04 *** -0.03 *** -0.05 *** -0.01 *** -0.01 *** -0.01 *** -1.51 *** -1.61 *** -1.89 ** -0.19 *** -0.23 *** -0.30 ** 0.70 *** 0.79 *** 0.52 *** 0.43 *** 0.51 *** 0.50 *** -0.08 -0.05 0.01 0.14 *** 0.08 ** 0.10 * 0.04 0.09 ** -0.05 0.07 ** 0.08 ** 0.05 0.57 *** 0.58 *** 0.57 *** -0.36 *** -0.44 *** -0.42 *** -0.09 ** 0.91 *** 0.68 *** 1.01 *** 0.43 *** 0.48 *** 0.56 *** -0.24 *** -0.02 -0.39 *** 0.21 *** 0.18 *** 0.02 0.01 0.01 0.02 0.01 0.03 -0.02 0.73 *** 0.54 *** 0.77 *** -0.39 *** -0.41 *** -0.56 *** -0.18 *** 0.01 -0.02 0.03 0.00 0.00 0.00 0.13 *** 0.15 *** 0.11 ** 0.01 0.01 0.01 0.14 *** 0.16 *** 0.11 *** 0.01 ** 0.01 *** 0.00 0.02 *** 0.02 *** 0.02 ** 0.01 *** 0.01 *** 0.01 0.01 *** 0.01 0.02 *** 0.01 0.01 *** 0.00 0.01 ** 0.01 0.00 0.03 0.00 -0.01 * 0.01 0.06 *** 0.05 ** 0.07 * 0.00 0.00 0.00 0.04 ** 0.08 *** 0.01 0.00 0.01 0.00 -0.01 0.00 -0.01 0.01 *** 0.01 0.01 * 0.01 *** 0.01 *** 0.00 0.01 ** 0.01 ** 0.00 0.00 공적분 969.23 *** 1376.91 *** 964.22 *** 968.33 *** 1380.13 *** 964.26 *** 1.18 *** 0.69 *** 1.18 *** 1.19 *** 0.69 *** 1.17 *** 주: *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 계수 값이 유의적임을 나타낸다.참고문헌
김진웅, 김종호 (2009). 국제 유가 변동에 대한 국내 휘발유 가격의 비대칭적 반응, <에너지경제연구>, 8(1), 105-131. 나인강 (2002). “내 휘발유 가격의 비대칭성, <에너지경제연구>, 1(1), 1-17. 대한석유협회 (2015). 2014년 석유유통시장 현황 및 2015년 정책방향, <석유연보 2015>. 에너지경제연구원. <에너지통계월보>, 각호.오선아 (2006). <Asymmetry and Market Power in the Petroleum Product Markets>, 서울대학교 박사학위논문. 오선아, 최고은, 허은녕 (2015). 국내 석유제품시장의 가격비대칭과 시장지배력 연구, <에너지경제연구>, 14(3), 1-25. 오선아, 허은녕 (2007). 국제시장가격변동에 따른 국내석유제품가격의 비대칭분석, <에 너지경제연구>, 6(1), 59-79. 이달석, 신정수 (2006). 휘발유 소매가격 결정에 관한 연구, <에너지경제연구>, 5(1), 1-26. 이영임, 이진 (2015). 국내외 유가변화의 대칭성 검정, <경제학연구>, 60(2), 5-26. 임상수 (2007). 원유 가격에 대한 휘발유 가격의 비대칭성, <에너지경제연구>, 6(2), 175-197. 정준환 (2014). <알뜰주유소 진입에 따른 경쟁주유소의 가격반응>, 정책 이슈페이퍼 14-02, 에너지경제연구원. 지식경제부 (2011). 석유시장 투명성 제고 및 경쟁 촉진방안. 보도자료 지식경제부 (2011). 석유시장 투명성 제고 및 경쟁 촉진방안 - 석유가격 TF 활동결과 발표, 보도자료, 2011년 4월 6일. 최원락, 황인학 (2012). <석유제품의 산업구조와 시장경쟁>, 정책연구 2012-09, 한국 경제연구원. 통계청 (2015a). <석유제품가격통계-2015년 정기통계품질진단 결과보고서>, 통계청. 통계청 (2015b). <석유제품가격통계-통계정보 보고서>, 통계청.
Bachmeier, L. and Griffin, J. (2003). New Evidence on Asymmetric Gasoline Price Responses, The Review of Economics and Statistics, 85(3), pp.772-776. Bacon, R. (1991). Rockets and Feathers: The Asymmetric Speed of Adjustment of
UK Retail Gasoline Prices to Cost Changes, Energy Economics, 13,
211-218.
Boreinstein, S. and A. Shepard. (1996). Dynamic Pricing in Retail Gasoline Markets, RAND Journal of Economics, 27(3), 429-451.
Borenstein, S., C. Cameron. and R. Gilbert. (1997). Do Gasoline Prices Respond
Asymmetrically to Crude Oil Price Changes?, Quarterly Journal of
Economics, 112(1) 305-339.
Duffy-Deno, K. T. (1996). Retail Price Asymmetries in Local Gasoline Markets, Energy Economics, 18, 81-92.
