에 너 지 경 제 연 구

에 너 지 경 제 연 구

에너지경제연구원은 1986년 9월 정부출연연구기관으로서 설립된 이 후 에너지 및 자원분야에 대한 전문 정책연구를 통하여 우리나라의 안 정적인 에너지 수급 기반을 다져 나아가는 등 우리나라의 경제발전과 국민의 삶의 질을 향상시키는 데 기여해 왔습니다.

에너지경제연구원은 21세기 여건변화에 적극적으로 대응하기 위하여 에너지산업 구조개편, 기후변화협약, 동북아에너지 협력, 에너지이용 합리화, 에너지수급동향 연구를 핵심 연구사업으로 추진하고 있습니다.

나아가 에너지정책방향에 대한 국내․외 자문 및 정보교류 등 다양한 활동을 통하여 우리나라의 지속가능한 발전(Sustainable Development) 에 기여하고자 합니다.

에너지경제연구원의 주요 연구결과는 연구보고서, 정책연구자료 등 의 다양한 형태로 발간되고 있습니다. 이와 더불어, 본 연구원에서는 에너지 경제분야의 연구 활성화 및 전문화를 도모하고, 관련 산․학․

연의 전문가들이 학술적 이론 및 기법 연구 결과를 발표할 수 있는 기 회를 확대하기 위하여 「에너지경제연구」를 매년 2회 지속적으로 발 간하기로 하였습니다. 계속해서 많은 성원을 부탁드립니다.

원 장 이 상 곤

본지에 게재되는 논문의 내용은 저자 개인의 견해이며, 본 연구원의 공식견해와 반드 시 일치하지 않을 수 있습니다.

차 례

에너지경제연구 제 1 권 제 1호 학술 논문

국내 휘발유 가격의 비대칭성

나 인 강 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 1 석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

박 창 원 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 19 북한의 연료소비 변화에 대한 요인 분석

김 경 술ㆍ신 정 수 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 39 지속가능한 성장: 세대간 형평과 환경

김 영 덕 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 59 불확실성을 내포한 기술진보와 기후변화협약

조 경 엽 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 81 경제이론의 소개

기후변화협상에 관한 경제이론적 고찰

유 승 직 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ127 서평 및 보고서 요약

서평(보고서) : IEA 한국의 에너지정책 조사

김 종 덕 ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 147

ABSTRACTS

ㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍㆍ 159

편집위원회

위 원 장 류지철

위 원 김영덕, 김진오, 부경진, 박용덕 손양훈 (인천대), 신성휘 (서울시립대) 편 집 박원웅, 김미진

- 1 -

『에너지경제연구』제 1 권 제 1 호 (창간호) 에너지경제연구원

2002. 12, pp. 1-17

국내 휘발유 가격의 비대칭성

나 인 강*

¹⁾

<목 차>

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 모 형

Ⅲ. 자 료

Ⅳ. 비대칭 모형의 결과 V . 요약 및 결언

주요단어 : 휘발유 가격, 비대칭적 반응, CIF, 환율

Ⅰ. 서 론

선진국을 비롯한 모든 국가에서, 휘발유 시장이 가격 비대칭적인 특성을 갖고 있다는 소비자 인식이 널리 퍼져 있다. 이는 우리나라 역시 예외가 아니다. 특히 최근 고유가의 지속과 더불어 원유가 변동이 심한 시기일수록 이에 대한 논란은 꾸준히 제기되고 있다. 소비자가 느끼기에는 국제 원유가 상승이라는 이유로 휘 발유 가격이 인상되고 있으나, 국제 원유가가 하락을 했을 때, 휘발유 가격이 잘 내리지 않는다고 보고 있다. 본 연구는 이러한 주장을 검토하기 위하여 우리나라 자료를 이용하여 실증 분석을 하고자 한다.

* 에너지경제연구원, 연구위원.

나 인 강

- 2 -^{- 2 -}

이러한 가격의 비대칭성은 "Rockets and Feathers"라는 표현으로 집약된다.¹⁾ 이 는 원유 가격이 오를 때, 휘발유 가격은 마치 로케트가 하늘로 발사되는 것처럼 쏜살같이 빠르게 그리고 그 인상분만큼 가격이 오르고, 원유 가격이 내린다면, 휘 발유 가격이 마치 새의 깃털이 공중에서 떨어지듯이 천천히 내려가고 또한 그 인 하분이 전부가 아닌 일부만이 가격에 반영된다는 논지이다.

이러한 주장과 이론은 석유 산업뿐 아니라 모든 산업에 종사하는 일반적인 사 업자의 행동 양식일 수 있다는 현실적 개연성, 그리고 휘발유를 직접 소비하는 소비자의 인식에 바탕을 두고 있다. 그러나 이를 실증적으로 분석하여 이 이론을 현실 자료에 근거하여 입증하는 것은 그리 간단치 않다.

외국의 경우, 이러한 비대칭에 대한 정부의 조사나 학계의 연구가 꾸준히 진행 되었다. 예를 들면, 1990년 영국의 MMC(Monopolies and Mergers Commission) 는 석유 소매상의 가격 정책에 대한 조사를 실시한 바 있다. 조사의 결론에 따르 면, 원유가의 변동이 휘발유 가격의 변동에 비대칭적으로 영향을 주지 않는다고 결론을 내렸다.²⁾

이외의 기존 실증 분석 결과를 정리하면, 가격의 비대칭성에 대해 일치된 결론 에 이르지 못하고 있음을 알 수 있다. 영국의 경우를 먼저 살펴보면, 앞서 본 MMC의 연구는 가격의 비대칭성이 존재하지 않는다고 결론을 내렸다. MMC의 결론에 대하여 일련의 연구들은 강한 의문을 제기하였다. Bacon(1991) 및 Summer(1990)는 각각 독립적인 연구에서 휘발유 가격은 원유가의 인상시에 원유 가의 인하시보다 빠르게 원유가 변화분을 반영한다는 다른 결론을 내렸다. 특히, Bacon(1991)은 1982년부터 1989년까지의 2주간별 자료를 사용하여 원유가의 인상 요인이 발생하면, 휘발유 가격이 보다 빠르게 변화하며 집중적으로 반응을 보인 다고 주장하였다. 그리고 Manning(1990)의 연구에서는 1973년부터 1988년 월별 자료를 사용하여, 가격의 비대칭성이 존재하지만, 이는 단기에 그친다고 보고하고 있다.

최근의 Reilly-Witt(1998)의 실증 분석은 선행 연구들과는 유사한 결과를 제시하

1) Bacon, R. (1991)의 제목임.

2) Reilly, Witt (1998) p 297 참조

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 3 -^{- 3 -}

고 있다. Reilly-Witt(1998)는 1982년부터 1995년까지의 월별 자료를 사용하여 원 유 가격의 비대칭성 및 선행 연구에서 빠졌던 변수인 환율 변수를 추가하여 유가 의 비대칭성 및 환율의 비대칭성을 동시에 검토하였다. 그들은 휘발유 가격의 대 칭적 반응이라는 귀무가설은 기각되는 것으로 결론을 내렸으며, 추가하여 같은 결론이 환율의 경우에도 내려진다고 보고하고 있다.

영국에 이어 원유 가격의 비대칭성에 관한 미국의 연구 역시 일치된 실증 분석 결과를 보이고 있지 않다. 먼저, GAO(1993)는 원유 가격이 인상시나 인하시나 대 칭적으로 휘발유 가격에 영향을 미친다는 귀무 가설을 기각하지 않고 있다. 단지, 원유 가격의 급등과 급락시와 같은 시장 충격이 단기간에 큰 기간에서는 비대칭 성이 존재한다고 결론 내리고 있다. 예를 들면, 시장 충격 기간 중의 10%의 원유 가격 인상은 누적적으로 10%의 휘발유 가격의 인상을 가져오나, 10%의 원유 가 격 인하는 누적적으로 8%의 인하만을 보인다는 흥미 있는 결과를 제시하고 있 다.³⁾

Borenstein et al, (1997)은 원유가의 측정 방법에 따라, 스팟 가격(spot price)으 로 측정하느냐 혹은 도입 가격(terminal price)으로 측정하느냐에 따라 원유 가격 의 비대칭성 존재 여부가 달라질 수 있다는 결과를 제시하였다. 그리고, Karrenbrock(1991)은 원유 가격의 비대칭성이 존재한다는 결론을 내렸으나, 그 누 적 효과(cumulative effect)의 동일성 여부에 대한 검정에서는 다르다는 것을 발견 하지 못하였다. Duffy-Deno(1996)는 미국의 한 지역(Salt Lake City)을 대상으로 실증 분석하여, 비대칭적 조정이 있는 것으로 결론을 내렸다. 가장 최근의 연구 인, 캐나다의 경우를 연구한 Godby et al.(2000)은 원유 가격의 단기 비대칭성에 주안점을 두고 실증 분석을 한 결과, 원유 가격의 비대칭적 가격 행태를 발견하 지 못하였다고 결론을 내리고 있다.

결론적으로, 원유 가격의 비대칭성 존재 여부에 관한 실증 분석들은, 분석 대상 으로 정한 나라마다 결과가 상이하며, 동일 국가를 대상으로 분석한 연구도 연구

3) 비대칭성이 존재하고 있다는 결론은 항상 원유 가격의 인상시 휘발유 가격의 변동의 크기가 보다 크다는 것을 의미하는 것은 아니다. 예를 들어 Kirchgassner -Kubler(1992)는 원유 가격의 인하시 반응이 원유 가격의 인상시 반응보다 크다라는 역 비대칭성이 존재한다는 실증 분석 결과를 제시하고 있다. (Godby et al. (2000) p. 350)

나 인 강

- 4 -^{- 4 -} 자마다 다른 결론을 내리고 있다.

이러한 선행 연구를 기반으로 하여 본 연구에서는 우리나라의 휘발유 가격의 비대칭성을 검토하고자 하며, 제2장에서는 비대칭성을 추정하는 모형에 관하여 설명하고, 제3장에서는 본 연구에 사용된 자료 및 고려 사항에 관하여 정리한다.

그리고 제4장에서는 추정결과에 대한 분석을 행하고, 마지막으로 제5장에서는 요 약 및 결언을 하고자 한다.

II. 모 형

일반적으로 휘발유 가격은 몇 가지 중요한 변수에 의하여 결정되고 있다. 가장 먼저 국내 도입 원유가(CIF)로서 이는 국제 원유 시장에서 결정되는 가격에 수송 비 등을 포함한 가격이다.⁴⁾ 국내 도입 원유가가 결정된 후 환율에 따라 원화 표 시 국내 도입 원유가로 전환된다.

일반적으로 제품의 가격은 수요와 공급에 의하여 결정된다. 공급이 부족할 경 우 가격이 상승하며 수요가 부족할 경우 가격이 하락한다. 휘발유 가격의 경우 이러한 수요․공급의 법칙이 제한적으로 적용된다.

일반적으로 휘발유 가격은 다음과 같은 식을 통하여 산정되고 있다.⁵⁾

휘발유 가격 = (원유비×평균 환율) + (유전스 비용(이자+환차손익))

+ 정제비 등 국내비용 + 세금 + 유통비용 (1)

위의 식에서 보듯이 소비자 가격(휘발유 가격)은 원유비, 환율, 유전스 비용, 정

4) 유가 분석 모형에서 국제 유가로 FOB, CIF, 그리고 최근 우리나라에서 기준 유가로 삼 는 Dubai 유가 등을 사용할 수 있다. 세 가지 유가들은 대체적으로 모두 동일한 추세 를 보이고 있으며, 각각 사용에 있어 장․단점이 있다. 본 연구에서는 국내 도입 원유 가로 CIF를 사용하였다.

5) 세전 공장도 가격을 포함한 휘발유 가격의 산정 방식은 이달석(2000)에 상세하게 분석 되어 있다.

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 5 -^{- 5 -}

제비 등 국내비용 그리고 세금과 유통비용으로 구성되어 있다. 휘발유 가격은 국 내 도입 원유가에 환율을 고려하여 국내 원가로 환산되며, 관세를 비롯한 통관에 서의 각종 부과금 그리고 휘발유에 관한 제세금에 의하여 결정된다.

휘발유 국내 가격 효과의 실증 분석을 위하여 아래와 같은 ARDL (Autoregressive Distributed Lagged Model) 모형이 일반적으로 사용되고 있다.

ln P_t = α₀ +

∑

i = 0α_2ilnEX_{t - i} +

∑

i = 0α_3ilnCIF _{t - i} +γFREE + ΑX + ε

(2)

P: 실질 휘발유 가격 EX: 환율

CIF: 국내 도입 원유가 FREE: 유가 자유화 더미

X : 기타 더미 변수(자유화더미, IMF더미)

위 모형에서 휘발유 가격은 국내 도입 원유가(CIF)와 환율의 함수로 보고 있다.

우리나라 유가제도는 3번의 유가제도의 변화가 있었다. 1993년 까지 정부가 석유 산업을 비롯한 유가제도를 직접 통제하는 직접통제시기가 있었으며, 자유화의 전 단계인 유가 연동제 시기(19994년 2월 ~ 1996년 12월)를 거쳐, 1997년 1월 이후 유가 자유화시기에 진입하였다. 이러한 유가제도의 변화를 고려하기 위하여 위 모형에 유가 자유화 더미를 추가하여 유가 자유화의 효과를 검토할 수 있다.⁶⁾ 또 한 외환 위기의 영향을 고려하기 위하여 IMF라는 외환 위기 더미를 설정할 수 있다.⁷⁾

6) 나아가 유가 자유화 이전과 유가 자유화 이후를 기간별로 분리한 분리 방정식을 사용 하여 유가 자유화의 효과를 검토하고자 한다. 단일 방정식에서는 유가 자유화가 절편 (intercept)에만 영향을 주는 구조 변화(structural change)를 가정하는 반면에, 분리 방 정식에서는 절편뿐 아니라 기울기에도 영향을 주는 구조 변화를 가정하고 있다.

7) 외환 위기 더미의 포함 여부는 논란의 여지가 있다. 외환 위기 당시에 휘발유 가격 변 동의 주요 요인은 환율이었으며, 따라서 환율이 이러한 변화를 설명하여야 한다고 볼

나 인 강

- 6 -^{- 6 -}

이와 같은 기본적인 ARDL 모형이외에 휘발유 가격 추정을 위한 다른 방법으 로 오차 수정 모형을 사용할 수 있다. 무제약 동태적 오차 수정 모형은 휘발유 가격과 국내 도입 원유가 그리고 환율과의 관계를 탐구하기 위하여 여러 실증 분 석에서 사용되어 왔다(Reilly-Witt, 1998). 오차 수정 모형의 가장 기본적인 모형은 다음과 같다.

△ ln P_t = α₀ + β₁△ ln CIF_t+ β₂△ ln EX_t + λ₁lnP_{t - 1}

+ λ₂lnEX_{t - 1} + λ₃lnCIF_{t - 1} +γ₁

FREE +γ

IMF+ ε

여기서 △은 1차 차분 오퍼레이터이다.

1차 차분 변수의 동시간적 취급은 국내 도입 원유가 및 환율의 약외생성(weak exogeneity) 가정 하에서 합리화된다. 무제약 오차 수정 모형에서 계수 β는 각각 국내 도입 원유가 및 환율이 휘발유 가격에 미치는 단기 효과를 나타내고 있다.

여기서 γ 계수는 유가 자유화의 효과를 추정하고 있으며, λ 계수는 장기 정보를 내포하고 있다.⁸⁾

비대칭성을 검토하기 위하여는 위의 오차수정모형을 약간 변형시킬 필요가 있 다. 비대칭성 모형은 원유 가격이 상승할 때 휘발유 가격에 미치는 영향이 원유 가격이 하락할 때 미치는 영향과 다를 수 있다는 가설에서 출발하고 있다. 예를 들면, 원유 가격이 상승하면 정유 회사는 원가 인상 요인을 짧은 기간 내에 휘발 유 가격으로 전가하려고 하며, 원유 가격이 하락하면 정유 회사는 이에 따라 휘 발유 가격을 내려야 함에도 될 수 있는 한 늦게 이를 반영하려고 할 것이다. 비

때, 외환 위기 더미는 환율 변동 효과의 정확한 추정을 오히려 저해하는 모형 설정 상 의 문제를 야기할 수 있다. 그러나 본 연구에서 모든 모형에서 외환 더미를 포함한 이 유는 첫째, 외환 더미가 환율 이외의 다른 효과 즉, 사회적 심리적 효과를 포함하는, 환율만으로 측정할 수 없는 효과를 찾아내기 위해서이며, 둘째, 외환 더미를 모형에서 누락하였을 때, 오히려 몇몇 추정식 결과에서 변수 누락 문제(omitted variable problem)가 발생함을 발견하였기 때문이다.

8) 무제약오차수정 모형의 추정결과는 나인강(2001)의 제4장 참조

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 7 -^{- 7 -}

대칭성 모형은 이러한 가설의 진위 여부를 검정하는 모형이다.

환율 요인의 변동에 관하여서도 마찬가지의 논리가 적용될 수 있다. 환율의 변 동은 원화 표시 국내 도입 원유가의 변동을 말한다. 따라서 환율의 변동이 휘발 유 가격에 얼마나 빨리 반영되는지 여부를 동 모형내에서 분석할 수 있다.

비대칭성 가설을 검정하기 위하여 앞서 본 무제약 오차 수정 모형에 두 개의 더미 변수를 추가한다. 첫 번째 더미 변수는 국내 도입 원유가의 변화율이 양인 지 여부를 나타내는 더미 변수로, 만약 △ ln CIF≥0 이면 1의 값을 가지며, 다 른 경우 0의 값을 갖는 DC로 설정한다. 마찬가지로 환율의 변화율이 양인지 여 부를 나타내는 더미 변수 DE를 설정한다.⁹⁾

수정된 비대칭 모형은 앞서의 무제약 오차 수정 모형을 기반으로 교차항 (interaction term)에 해당하는 두 개의 항이 추가된다.

△ ln P_t = α₀ + β₁△ ln CIF_t+ β₂△ ln EX_t + β₃

DC△ ln CIF

DE△ ln EX

+ λ₃lnCIF_{t - 1} + γ₁

FREE +γ

IMF + ε

(4)

여기서 β의 계수에 대한 해석에 주의하여야 한다. 계수 β₃는 국내 도입 원유 가가 오를 때 국내 도입 원유가가 휘발유 가격에 미치는 효과와 국내 도입 원유 가가 내릴 때 국내 도입 원유가가 휘발유 가격에 미치는 효과간의 차이를 나타내 는 계수이다. 따라서 계수 β3와 그 표준오차는 국내 도입 원유가 상승시와 하락시 의 비대칭성을 검정할 수 있는 추정치이다.¹⁰⁾

만일 계수 β₃가 유의적이고 양의 값을 갖는다면, 국내 도입 원유가의 상승시 휘발유 가격 변동이 하락시에 비해 크다는 것을 의미한다. 마찬가지로, 환율에서

9) 가격 변수를 분해하는 방법으로 본 연구에서 사용한 바와 같은 더미 변수 (dummy variable method), Wolffram(1971)의 두 단조 증가 계열 (two monotonic series)로 전 환하는 방법, 그리고 Houck(1977)의 누적 계열 (cumulative series)로 전환하는 방법이 있다. 본 연구에서 가장 보편적으로 사용되고 있는 더미 변수 방법을 사용하였다. 가격 변수 분해 방법의 자세한 논의는 MacLean(1997) 참조.

10) 국내 도입 원유가가 휘발유 가격에 미치는 효과는 β₁+ β₃DC에서 계산된다.

나 인 강

- 8 -^{- 8 -}

도 같은 해석을 적용할 수 있다. 환율 변동이 휘발유 가격에 미치는 비대칭성은 계수 β₄와 그 표준오차에 의하여 검정될 수 있다.

Ⅲ. 자 료

본 연구에 사용된 자료의 기간은 휘발유 가격에 대한 분석에서는 월별 자료를 사용하였으며, 휘발유 수요에 대한 분석에서는 분기별 자료를 사용하였다.

연구에 사용한 자료는 1991년 1월부터 2000년 12월까지의 자료를 사용하였 다.¹¹⁾ 휘발유 가격의 분석에 필요한 변수들은 실질 휘발유 가격(명목 휘발유 가격 /소비자물가), 국내 도입 원유가(CIF), 환율(EX) 등으로 월별 자료로 구성하였으 며, 그리고 유가 자유화 더미 변수(FREE)는 유가 자유화 기간(1997년 1월 이후)을 나타내는 더미 변수로 동기간 중에는 1의 값을 갖는 더미 변수로 설정하였다. 또 한 외환 위기 기간을 나타내는 더미로 IMF 더미를 설정하였으며, 1997년 10월부 터 1998년 8월까지일 경우 1의 값을 갖는 더미를 사용하였다.¹²⁾

분석에 사용된 변수들의 정의, 평균, 표준편차, 관찰치수 등은 <표 1>에 정리되 어 있다. 한가지 주의할 점은 통화 단위이다. 본 연구에서는 휘발유 가격 및 환율 은 ‘원’을 사용하였으며, CIF 가격은 U.S. 달러를 사용하였다. 향후 실증 분석의 결과 해석시 단위 문제에 주의를 요한다.

11) 우리나라의 국내 유가 제도는 크게 세 번의 제도 변화가 있었다. 첫 번째는 정부가 석 유 산업 전체를 관리하고 통제한 직접 규제 시기이다. 두 번째로는 유가 자유화의 준 비 단계로 국제 유가 및 국제 제품가와 국내 유가를 연동시킨 유가 연동제 시기로서 1994년 2월부터 1996년 12월까지 시행되었다. 마지막으로 1997년 1월 이후 석유 산업 전반에 걸쳐 석유 산업 자유화의 일환으로 시행된 유가 자유화 시기이다.

12) 분석에 사용된 변수들은 모두 계절성이 약한 자료로서 실증 분석에 계절성 조정 없이 사용하였다.

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 9 -^{- 9 -}

<표 1> 변수의 정의 및 기초 통계치 : 유가 분석 자료

정 의 평 균 표준편차 관찰치수

ln P 실질 휘발유 가격의

자연대수값 1.99 0.21 120

ln CIF 국내 도입 원유가의

자연대수값 2.90 0.22 120

ln EX 환율의 자연대수값 6.81 0.21 120

IMF 외환 위기 더미

(1997.10-1998.8 경우 1) 0.09 0.28 120 FREE 유가 자유화 더미(1997.1

이후 1) 0.4 0.49 120

기타 변수로 온도에 관한 정보를 담은 냉방도일수(CDD)라는 기온 관련 변수를 모형에 사용하였다.¹³⁾

유가 자유화 더미 변수의 설정을 살펴보면, 유가 연동제 기간을 어떻게 보느냐 에 따라 더미 변수의 설정이 달라진다. 유가 연동제 기간을 처리하는 방법은 그 자체를 하나의 기간으로 설정할 수 있다. 이 방법이 가장 바람직하고 논리적으로 맞으나, 그 기간이 12분기(3년)에 한정되며, 유가 연동제의 성격이 직접 규제하의 유가 결정 방식과 상이하다고 볼 수 없다는 문제가 있다. 다음으로 유가 연동제 기간을 유가 자유화 기간과 통합할 수 있다. 이 경우에도 마찬가지로 두 기간의 성격이 상이하다는 점에서 어려움이 있다. 마지막으로 유가 연동제 기간을 직접 규제 기간과 통합하는 방법을 고려할 수 있다. 두 기간이 상대적으로 유사성이 높으므로 두 기간의 통합이 가장 유력한 방안으로 생각된다. 따라서 향후 실증 분석에서는 마지막 방안인 직접 규제 기간 및 유가 연동제 기간을 하나로 묶어 유가 자유화 이전 기간으로 그리고 유가 자유화 기간을 유가 자유화 이후 기간으 로 나누고자 한다.

13) 에너지 관련 수요를 추정시 사용되는 기온 관련 변수로는 일반적으로 냉방도일수 (CDD), 난방도일수(HDD) 등을 사용할 수 있다(S. Kim et al., 2001). 휘발유의 경우, 난방도일수는 통계적 유의성이 없었다(김성현, 1999).

나 인 강

- 10 -^{- 10 -}

Ⅳ. 비대칭 모형의 결과

유가 추정식의 실증 분석 결과를 바탕으로 유가 자유화의 효과와 인상 및 인하 시 CIF 및 환율의 비대칭성을 검정하기 위하여 제2장에서 살펴본 바와 같이 다음 과 같은 모형을 설정하였다.¹⁴⁾

△ ln P_t = α₀ + β₁△ ln CIF_t+ β₂△ ln EX_t + β₃

DC△ ln CIF

DE△ ln EX

+ λ₃lnCIF_{t - 1} + γ₁

FREE +γ

IMF + ε

(5)

<표 2>는 추정 모형을 전 기간에 대하여 실증 분석한 결과이다. 분석 결과를 살펴보면, 먼저 유가 자유화의 효과는 없는 것으로 나타났다. 그리고 CIF 및 환율 모두 양의 부호를 가지며 통계적으로 유의적인 것으로 나타났다. 비대칭성의 계 수는 CIF의 경우 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 CIF 가격이 오를 경우나 내릴 경우나 그 영향에 있어서 차이를 발견할 수 없다는 것을 의미 한다. 반면 환율의 비대칭성 계수는 음의 값을 가지며, 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 환율이 내릴 때보다 환율이 오를 때 그 영향이 보다 작음을 의미 한다.

[그림 1]은 전기간 추정 결과를 보여주고 있다. 걸프 사태 전후의 국제 유가 급 등시, 1996년 전후 그리고 외환 위기 전후에 추정 오차가 큰 것으로 나타나고 있 다.

14) 비대칭 모형은 유가 추정식에서 보다는 수요 추정식에서 널리 사용되고 있다. (Gately, 1992 및 Hass-Schipper, 1998 참조)

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 11 -^{- 11 -}

<표 2> 비대칭모형의 결과 (전 기간)

변수 계수 S. E. t-값 Prob.

C -1.356 0.358 -3.787 0.0002

△ ln CIF 0.145 0.071 2.045 0.0432

△ ln EX 0.527 0.083 6.335 0.0000

DC △ ln CIF 0.008 0.121 0.067 0.9461

DE △ ln EX -0.452 0.135 -3.352 0.0011

ln P t-1 -0.260 0.063 -4.108 0.0001

ln CIF t-1 0.034 0.017 2.043 0.0434

ln EX t-1 0.260 0.063 4.083 0.0001

FREE 0.009 0.015 0.649 0.5172

IMF -0.036 0.017 -2.096 0.0384

AR(1) 0.211 0.105 2.011 0.0468

R-squared 0.471 LL -274.00

AIC -4.383

BG-Stat. 2.420 Probability 0.298

[그림 1] 비대칭모형의 결과 (전 기간)

-0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15

-0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2

91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

Residual Actual Fitted

나 인 강

- 12 -^{- 12 -}

<표 3>은 유가 자유화 이전 기간에 대하여 실증 분석한 결과이다. 전 기간을 대상으로 한 실증 분석 결과와는 달리 CIF 및 환율 모두 양의 부호를 가지나 통 계적으로 유의적이지 않은 것으로 나타났다. 반면, 비대칭성의 계수는 전 기간을 대상으로 분석한 결과와 유사한 결과를 보이고 있다. 비대칭성의 계수를 살펴보 면, CIF 인 경우 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 CIF 가격이 오를 경우나 내릴 경우나 그 영향에 있어서 차이를 발견할 수 없다는 것을 의미 한다. 반면 환율의 비대칭성 계수는 음의 값을 가지며, 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 환율이 내릴 때 보다 환율이 오를 때 그 영향이 보다 작음을 의 미한다.

<표 3> 비대칭모형의 결과 (유가 자유화 이전 기간)

변수 계수 S. E. t-값 Prob.

C -1.624 0.841 -1.930 0.0579

△ ln CIF 0.121 0.101 1.205 0.2326

△ ln EX 0.985 0.599 1.644 0.1050 DC △ ln CIF 0.253 0.197 1.286 0.2031 DE △ ln EX -1.863 0.913 -2.039 0.0455 ln P t-1 -0.141 0.065 -2.144 0.0358 ln CIF t-1 0.062 0.029 2.123 0.0376 ln EX t-1 0.255 0.133 1.913 0.0602

R-squared 0.298 LL -161.03

AIC -4.250

BG-Stat. 0.299 Probability 0.861

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 13 -^{- 13 -}

[그림 2] 비대칭모형의 결과 (유가 자유화 이전 기간)

-0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15

-0.1 0.0 0.1 0.2

1991 1992 1993 1994 1995 1996

Residual Actual Fitted

그리고 <표 4>는 유가 자유화 이후 기간에 대하여 실증 분석한 결과이다. 앞서 분석들과는 다른 형태의 결과를 보이고 있다. CIF 및 환율 모두 양의 부호를 가 지나, CIF의 계수는 통계적으로 유의적이지 않으며, 환율의 계수는 통계적으로 유 의적인 것으로 나타났다. 반면, 비대칭성의 계수는 앞서의 분석한 결과와 유사한 결과를 보이고 있다.

<표 4> 비대칭모형의 결과 (유가 자유화 이후 기간)

변수 계수 S. E. t-값 Prob.

C -1.425 0.374 -3.812 0.0005

△ ln CIF ^{0.167 0.103 1.612 0.1151}

△ ln EX ^{0.505 0.072 6.944 0.0000} DC △ lnCIF ^{-0.062 0.155 -0.400 0.6909} DE △ ln EX ^{-0.416 0.110 -3.758 0.0006} ln P t-1 -0.316 0.081 -3.886 0.0004 ln CIF t-1 0.035 0.020 1.772 0.0843 ln EX t-1 0.289 0.068 4.218 0.0001

IMF -0.045 0.016 -2.736 0.0094

AR(1) 0.330 0.178 1.850 0.0720

R-squared 0.735 LL -120.97

AIC -4.623

BG-Stat. 4.252 Probability 0.119

나 인 강

- 14 -^{- 14 -}

[그림 3] 비대칭모형의 결과 (유가 자유화 이후 기간)

-0.08 -0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04

-0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2

97:01 97:07 98:01 98:07 99:01 99:07 00:01 00:07

Residual Actual Fitted

비대칭성의 계수를 살펴보면, CIF 인 경우 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 CIF 가격이 오를 경우나 내릴 경우나 그 영향에 있어서 차이를 발견할 수 없다는 것을 의미한다. 반면 환율의 비대칭성 계수는 음의 값을 가지 며, 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 환율이 내릴 때 보다 환율이 오를 때 그 영향이 보다 작음을 의미한다.

지금까지의 비대칭 모형의 결과를 정리하면, 단일 방정식이 분리 방정식보다 통계적으로 우월한 것으로 나타났다. χ²¹⁵⁾ 단일 방정식에서 유가 자유화 더미는 통계적 유의성이 없었다. 따라서, 비대칭 모형에서도 유가 자유화의 효과를 발견 하지 못하였다.

CIF 단기 탄력성은 0.15로 나타났고, 비대칭성을 나타내는 계수는 양의 방향을 보였지만, 통계적 유의성이 없었다. 반면에 환율의 단기 탄력성은 0.53으로 나타 났으며, 비대칭성을 나타내는 계수는 -0.45로 통계적 유의성이 있었다. 이러한 계 수들은 환율이 상승할 때의 환율의 단기 탄력성은 0.08에 불과하며, 환율이 하락 할 때의 환율의 단기 탄력성은 0.53으로 환율의 상승시보다 하락시 탄력적으로 움직임을 보여주고 있다.

15) LR test(5)= 16.00

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 15 -^{- 15 -}

그러므로, 비대칭 모형에서 CIF의 비대칭성은 발견하지 못하였으며, 환율의 비 대칭성은 존재한다는 것을 발견하였다.

Ⅴ. 요약 및 결언

본 연구에서는 국내 도입 원유가의 인상 및 인하시 그 효과의 다름 여부를 검 토하기 위하여 비대칭 모형을 추정하였다. 이는 국내 도입 원유가가 올랐을 경우 내렸을 경우보다 휘발유 가격이 더 빨리 오르는 지 여부를 검토하기위한 모형이 다.

1991년부터 2000년 12월까지의 자료를 이용하여 오차수정모형을 사용하여 비대 칭모형을 추정하였다. 비대칭 모형의 추정 결과, 본 연구에서는 국내 도입 원유가 의 비대칭성은 발견하지 못하였다. 원유가의 변화가 휘발유 가격의 변화에 영향 을 주고 있으나, 원유가가 오를 때의 영향과 원유가가 내릴 때의 영향이 다르지 않은 것으로 나타나고 있다. 반면, 그러나 환율의 비대칭성은 존재하는 것으로 나 타났다. 환율이 오를 때가 환율이 내릴 때보다 더 낮은 탄력성을 보이고 있다.

원유가 변화가 휘발유 가격에 비대칭적으로 영향을 미치고 있지 않다는 결과를 해석함에 몇 가지 고려 사항이 있다. 우선, 분석기간 중에는 유가제도의 변화 뿐 아니라 외환위기라는 외부 충격이 있는 시기이며, 또한 최근 고유가 기조가 유지 되면서 원유가 변동이 많았다는 점이다. 이러한 고려 사항들을 모형내에 일부분 반영하였으나, 전적으로 반영하지 못하고 있다. 따라서 이러한 요인들이 비대칭성 을 나타나지 못하게 한 요인들일 수 있음을 지적한다.

그리고 본 연구에서 사용된 자료가 월별 자료를 이용함에 따라 주별 자료등의 결과와 상이할 수 있음을 지적하지 않을 수 없다. 또한 주별 자료를 사용함에 따 라 기간을 자유화 이후에 한정하여 비대칭성을 검토할 수 있을 것으로 판단된다.

또 다른 고려사항은 정부의 역할일 것이다. 유가 자유화 이후 정부의 휘발유 시장의 직접적인 개입은 상당히 줄었다고 보지만, 정부의 역할 중 휘발유 관련 세제의 변화를 통한 정부의 간여는 지속된다고 볼 수 있다. 본 연구에서는 명시

나 인 강

- 16 -^{- 16 -}

적으로 다루지 않았으나, 휘발유 가격에서 세금이 차지하는 비중이 점차 커짐에 따라 휘발유 가격의 변화 요인으로서 원유가의 변화, 환율의 변화뿐 아니라 세금 의 변화이라는 요인이 역시 작용하고 있을 것이다.

향후 원유가의 비대칭성 연구는 앞서 지적한 고려 사항들을 하나씩 검토하는 방향으로 나아가야 할 것으로 판단된다.

▣ 참 고 문 헌 ▣

나인강, “동태적 OLS를 이용한 전력수요의 장기 탄력성 연구”, 『자원경제학회지』, 제9권 제1호, pp. 48-68. 1999a

나인강, 『국내유가 제도 변화의 효과 분석』, 에너지경제연구원, 기존연구보고서, 2001-05, 2001

대한석유협회, 『석유연보』, 각호

산업자원부, 『석유산업의 대외 개방 영향과 대응방안』, 1998. 7 에너지경제연구원, 『에너지통계연보』, 각호

이달석, 『국내석유제품가격 평가모형 개발』, 에너지경제연구원, 정책연구보고서, 2000-03, 2000

정우진, 『석유산업의 대외개방이 미치는 영향 및 대응방안 연구』, 에너지경제연구 원, 연구보고서 99-10, 1999

한국석유공사, 『석유수급통계』, 각호

이희재, “유가자유화 이후 석유제품 가격추이분석”, 『주간석유뉴스』, 1048호 및 1049호, 2001. 9. 한국석유공사

Bacon, R. W., "Rockets and Feathers: the Asymmetric Speed of Adjustment of UK Retail Gasoline Prices to Cost Changes", Energy Economics, 13-3, pp. 211-218, 1991.

Borenstein, D., et al., "Do Gasoline Prices Respond Asymmetrically to Crude Oil Price Changes?", Quarterly Journal of Economics, 112-1, pp. 305-339, 1997.

Duffy-Deno, K. T., "Retail Price Asymmetries in Local Gasoline markets", Energy Economics, 18, pp. 91-92, 1996.

GAO, "Analysis of the Pricing of Crude oil and Petroleum Products", U. S. General

국내 휘발유 가격의 비대칭성

- 17 -^{- 17 -} Accounting Office, GAO/RCED-91-17, 1993.

Gately, D., "Imperfect Price-Reversibility of U.S. Gasoline Demand: Asymmetric Responses to Price Increases and Decreases", Energy Journal, 13-4, pages 179-207, 1992.

Godby, R. et. al. , "Testing for Asymmetric Pricing in the Canadian Retail Gasoline Market", Energy Economics, 22, pp. 349-368, 2000.

Hass, R., J. Zochling and L. Schipper, "The Relevance of asymmetry Issues for Residential Oil and Natural Gas Demand: Evidence from Selected OECD Countries, 1970-1995", OECD Review, pp. 113-145, 1998.

Karrenbrock, J. "the Behavior of retail Gasoline Prices: Symmetric or Not?", mimeo, Federal Reserve Bank of St. Louis, 1991.

Kim, S., et al. "Korean Energy Demand in the New Millenium: Outlook and Policy Implications, 2000-2005", Energy Policy, 29, pp. 899-910, 2001.

MacLean, T., "Asymmetric Demand for Energy: A Cointegration Approach", mimeo, 1997.

Manning, D. N., "Petrol Prices, Oil Price Rises and Oil Price Falls: Evidence for the United Kingdom Since 1972", Applied Economics, 23, pp. 1535-1541, 1991.

Reilly, B. and R. Witt, "Petrol Price Asymmetries Revisited", Energy Economics, 20, pp. 297-308, 1998.

Summer, M., "Asymmetries in Petrol Pricing", mimeo, University of Susssex, 1990.

- 19 -

『에너지경제연구』제 1 권 제 1 호 (창간호) 에너지경제연구원

2002. 12, pp. 19-37

석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

박 창 원*

¹⁶⁾

<목 차>

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 리스크 모형

Ⅲ. 리스크 프리미엄의 결정

Ⅳ. 모형추정 및 결과 V . 결 론

주요단어 : 석유 비축, 불확실성, 리스크 프레미엄

Ⅰ. 서 론

석유공급중단에 따른 추가비용 저감을 위한 정부 및 민간부문의 전략적 비축의 가치에 대해 많은 연구가 수행되었다. Teisberg(1981)는 동적 프로그램 모형을 통 한 미국의 전략적 석유 비축량 수준 및 가치, Wright와 Williams(1982)는 석유수 입위기에 따른 비축의 역할, 그리고 Murphy, Toman, & Weiss (1985)은 석유위기 에 따른 정부 및 민간비축간 전략연구를 수행하였다. 석유공급중단에 따라 석유 가격이 증대할 것이라는 확률이 0이 아닌 이상, 민간부분에서는 석유비축에 따른

* 에너지경제연구원, 연구위원.

박 창 원

- 20 -^{- 20 -} 기대수익 증대에 대한 유인책이 존재하게 된다.

또한 선행 연구들은 석유위기로 발생되는 사회적 비용을 완충하기 위해 비축수 준 및 비용의 추정(Paik, et al., 1999) 또는 석유위기에 대한 석유비축 및 원유의 안정적 도입의 프리미엄을 산출하였다(Leiby et al., 1997). 석유공급중단에 대비하 기 위해 소요되는 비용은 주어진 시장의 불확실성에 대한 위험회피(risk-averse) 비용이다. 불확실성에 따른 석유가격의 변동은 소득이나 후생의 감소로 유발되는 데 비축은 이러한 비용의 리스크를 줄여 주는 역할을 하게 된다.

본 연구는 석유 위험으로 유발되는 비용을 감소시키기 위한 공공 및 민간부문 의 비축에 대한 한계가치인 프리미엄을 산정하고자 한다. 위험저감을 위한 비축 프리미엄은 2 세대 (Two-Generation)모형에서 기대효용의 최대화과정에서 도출되 며, 모형에 있어 두 번째 세대의 소득은 세계 석유공급 및 가격의 확률적 변동에 대해 불확실한 것으로 표현된다. 본 연구에서 도출된 프리미엄은 원유도입에 따 른 수요 및 공급의 탄력성, 위험회피의 정도, 원유가격에 대한 공분산으로 표현된 다. 이러한 방법론은 공공프로젝트의 평가나 농업비축에 일반적으로 사용되는 방 법이다.

본 연구에서는 석유공급위기에 대한 위험도를 감소시키기 위한 선물시장의 활 용 등은 없는 것으로 간주한다. 모형의 단순화를 위해 공공 및 민간부문의 비축 프리미엄을 구분하고 있으나 두부문의 비축간 상호작용은 없는 것으로 가정한다.

본 연구의 구성은 다음과 같다. 제2장은 불확실성에서의 정부의 극대화문제의 모형을 설명하고 제3장에서는 리스크 프리미엄을 수학적으로 도출하고, 제4장에 서는 리스크 프리미엄의 추정 및 결과를 분석하고, 제5장에서는 결론 및 향후 연 구에 대해 설명한다.

II 리스크 모형

석유비축을 통한 리스크 감소의 프리미엄을 산정하기 위해 2세대 모형을 가정 한다. Y_t는 t세대의 개인소득, Y _{t + 1}는 다음세대의 확률 개인소득 변수라 정의

석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

- 21 -^{- 21 -}

할 때, 2세대기간의 소득 흐름 W t는 다음과 같이 정의된다¹⁾.

W

여기서 b는 1

( 1 +i) 은 할인율이며 i는 위험성이 존재하지 않는 사회적 할인 율이다.

U( W)를 개인의 리스크 효용(risk preference)을 나타내는 효용함수라 하고 오

Max

S

n E

U( W

여기서 Et는 U(W t)의 수학적 기대치, 그리고 S_t는 t세대의 일인당 추가 필 요 비축량 및 t+1세대에 필요 인출량이다.

정부는 확실성 동등가치(Certainty Equivalent)로 표현되는 W t 에 대해 위험성 을 감소시키는 값으로 변환된 현재 가치를 최대화한다고 가정하자. 그러면 효용 의 동등가치는 다음과 같이 W ^E_t로 표현된다.

U( W

U( W

1) 일반적으로 2세대 모형에서 세대의 주기가 무한대임을 가정한다. 그러나 본 연구 에서는 분석의 편의를 위해 세대의 주기가 유한함을 가정한다. 비축의 함수로 나 타나는 효용함수는 유한한 세대까지만 존재하며, 비축도 유한기간에서 필요한 것 으로 간주한다. 따라서 효용극대화에서 도출된 값은 local solution에 가깝다고 볼 수 있다.

박 창 원

- 22 -^{- 22 -}

W ^Et 을 만족하는 근사치를 얻기 위해 Taylor전개식을 이용하면 다음과 같다.

W

2r_t(W)Var _t( W _t) (1)

여기서 W _t는 W _t의 기대치이며, W _t= Y_t+ bE_t

Y

또한 Var_t( W _t)는 Y_t에 대한 W _t조건부 분산이고, r_t는 W _t에서 평가된 Arrow-Pratt의 절대 리스크 회피(absolute risk aversion)계수이다²⁾. r_t은 소득흐 름함수가 증가해도 항상 일정한 값은 갖는 CARA (constant absolute risk aversion)라 가정한다³⁾.

r가 상수값이 되도록, U은 적어도 W

W

∂W^E_t

∂S_t ≅ ∂ W_t

∂S_t - 1 2r_t

∂Var_t( W_t)

∂S_t

= ∂ W_t

∂S_t - 1

r

Cov

∂S_t )= 0

위의 식은 다음과 같이 축약된다⁴⁾.

2) 즉 1

r_t =- U'( W_t) U''( W_t) 이다.

3) 여기서 소득흐름함수의 확장선이 45o선에 위치하고 있어, 소득이 증가하는 비율만큼 위험회피계수가 같은 비율만큼 증가하는 것을 가정한다. 리스크를 분석한 대부분의 연 구결과는 CARA의 가정을 기각하고 있으며, Pratt은 개인의 소득이 증가할수록 리스크 회피는 더 커짐을 실증적으로 보여주고 있다. 그러나 본 연구는 수식도출의 용이성을 위해 적어도 위험회피계수를 결정하는 소득함수지점에서 CARA를 만족한다고 가정한 다.

4) W_t= Y_t+b Y_{t + 1}관계식을 이용하고, t기에서 발생확률이 1인 것을 고려하면

석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

- 23 -^{- 23 -}

∂W^E_t

∂S_t = ∂ W _t

∂S_t -

b

r

Cov

∂S_t )= 0 (2)

위 식에서 공분산(Covariance)의 항목은 석유비축에 대한 1인당 리스크 감소에 대한 프리미엄이 되며, 반면 ^{∂ W t}

∂S_t 는 비축에 대한 일인당 소득의 한계 증대 현 가(現價)기대치이다. 여기서 1

r

U'' = 0의 관계가 성립되어 식(2)의 공분산 관계식은 삭제가 되게 된다. 반면

r_t= U'( W_t)

U''( W_t) > 0 이면 리스크 회피적(risk aversion)으로 식(2)을 적용하면 최적 의 석유비축 정책은 b²/r_t에 대한 한계 이득 기대치에 다음세대의 소득과 St에 대한 다음세대 소득 변화에 대한 공분산의 곱이 되어야 한다. (2)식에서 공분산 부분이 영보다 작으면 (즉 _{Covt( Yt + 1,} ^{∂Y t + 1}

∂St )< 0)비축은 리스크를 감소시키 는 역할을 하게 된다. 반면 공분산의 값이 영보다 크게 되면 비축은 오히려 리스 크를 증가시키게 된다. 두 가지 경우에 있어 최적의 비축수준 S_t 와 확실성을 보장해주고 ^{∂ W t}

∂S_t = 0에서 결정되는 S _t의⁵⁾ 차이는 리스크를 감소(또는 증가)시 키기 위한 석유 비축에 대한 가치(또는 비용)를 나타내는 것이다.

III 리스크 프리미엄의 결정

리스크 감소를 위한 프리미엄의 기호와 크기를 결정하기 위해 앞장에서 설명

EtYt= Yt, Et

∂Yt

∂St = ∂Yt

∂St

가 성립하게 된다.

5) 리스크 중립적(risk neutrality)에서는 최적의 수준

S

박 창 원

- 24 -^{- 24 -}

한 확률변수 Y t + 1과 불확실한 석유가격의 관계에 대해 본 연구에서는 Toman

& Macauley(1985)⁶⁾의 모형을 적용하고자한다.

일인당 석유 소비수준을 Q, 소비수준은 역수요함수 F(Q)에 의해 결정된다고 하자. 일인당 Z을 수입수준, X는 일인당 국내 석유생산 비율, P는 원유의 가격, 그리고 I = I(P)는 비석유부문에서 도출된 일인당 소득 비율로 정의된다고 가정 하고, 세계원유가격은 아래와 같은 공급함수관계식의 결정된다고 하자

P = λh(nZ) (3)

여기서 nZ는 총 석유수입량, λ는 확률변수로 λ = 1는 일반적 석유공급 상 황을 나타내며, λ>1는 석유공급 위기상태를 나타낸다.

만약 공급함수가 증가함수이면(즉 h' > 0) 국가는 세계시장에 영향을 미치는 구 매력을 보유하고 있으며, 반면 1차 미분이 영이면 국제시장에 영향력이 전혀 없 는 소국으로 총 수입량은 국제시장에서 전혀 영향을 주지 못하게 된다.

모형의 단순화를 위해 국내 석유생산이 고정되어 있다고 가정하면 비축유 방출 은 다음과 같은 수요함수관계식에 의해 균형시장에 의해 결정된다고 하자.

F' ( Q) = P (4) Z = Q - X - S (5)

석유가격의 변동에 따른 석유관련 소득의 감소는 F( Q _{t + 1}) - P _{t + 1}

Z

6) Toman, M. and M. Macauley, "Risk Aversion and The Insurance Value of Strategic Oil Stockpiling." Discussion Paper D-82W, Resources for the Future, Washington D.C. 1985.

석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

- 25 -^{- 25 -} 표현된다.

L

여기서 m은 석유가격 변화에 따른 한계 석유관련 소득이다.

위에서 설명한 관계식들을 결합하면 t+1세대의 확률적 소득식은 아래와 같다.

Y

h(nZ

수식전개의 단순화를 위해, 비축수준 S_t는 현재의 원유가격 P_t에 영향을 전혀 미치지 않고, 비축유 구입에 따른 세계시장 가격의 변화가 발생하지 않는다고 가 정한다⁷⁾.

식(7)을 이용한 t+1세대의 소득흐름에 대한 현재 t세대의 비축량은 다음과 같다

∂ Y _{t + 1}

∂S_t = F'( Q _{t + 1})[ ∂ Z _{t + 1}

∂S_t + 1] - P _{t + 1} ∂ Z _{t + 1}

∂S_t - Z _{t + 1} ∂ P _{t + 1}

∂S_t + ∂ I _{t + 1}

∂S_t +m ∂ P _{t + 1}

∂S_t

= P _{t + 1}- ∂ P _{t + 1}

∂S_t [ Z _{t + 1}+m- ∂ I _{t + 1}

∂ P _{t + 1}]

(8)

위 식의 오른쪽 두 번재 항인 ^{∂P t + 1}

∂S_t 의 해는 식(3)-(5)에서 의미하고 있는 시 장청산조건인 F'(Q _{t + 1}) = P _{t + 1}= λ _{t + 1}h(nZ_{t + 1}) 의 조건을 이용하면 다음과 같이 전개된다.

7) 실제적으로 비축유 구입은 단기간보다는 장기간에 의해 점차적으로 그 수준을 증대시 키는 것이 사실이며 비축유구입으로 실제 국제 원유가격의 상승으로 이어진다고 보기 에는 어렵다.

박 창 원

- 26 -^{- 26 -}

∂ P _{t + 1}

∂S_t = F ''[ ∂ Z _{t + 1}

∂S_t +1]=

F ''n λ

n h']

여기서F '' = F''(Q t + 1) 그리고 h' = h'(nZt + 1) 이다.

위식에 역수를 취하고 일인당 수요함수의 탄력성( ε_{t + 1})과 수입 함수의 탄력성

( η_{t + 1})⁸⁾을이용하면, 석유비축량에 대한 미래 가격 변화분은 다음과 같다.

∂P _{t + 1}

∂S_t = 1

[

Q

P

Z

P

(9)

여기서 수요탄력성은 영보다 작고 수입공급탄력성은 영보다 크게 된다.

다시 식(8)과 식(9)의 관계식을 적용하면 식(2)는 여러 공분산의 관계로 나타낼 수 있다.

Cov

∂S_t ) =

Cov

P

Z

D

+ m⋅cov_t( Y _{t + 1},

P

D

( ∂ I _{t + 1}

∂P _{t + 1} )

D

(10)

여기서 D t + 1= η _{t + 1}

Z

Q

위 식을 풀이하면 다음과 같다. 우선 오른쪽 항의 첫번째 공분산은 t세대의 시 장에서 석유의 수입대신 비축량을 인출하여 시장에 방출하는 순수 상업거래로 발

8) ε _{t + 1}= P t + 1

F ''( Q _{t + 1})Q_{t + 1}^, η _{t + 1}= P t + 1

n λ _{t + 1}Z _{t + 1}h' ( n Z _{t + 1})로 각각 정의된다.

석유비축에 대한 리스크 프리미엄 연구

- 27 -^{- 27 -}

생하는 Vart

Y

만약 소득변수가 모두 석유관련 소득으로만 구성되어 있다고 하면 ^{∂ I}

∂ P = 0의 관계가 성립되고 식 (10)의 관계식에서 오른쪽 마지막 항은 삭제되게 된다. 이때 소득과 가격간의 공분산과, 소득과 석유수입액(즉 PZ), 그리고 P와 D는 부의 관계를 가진다. 이러한 이유는 석유가격의 상승이 석유수입량뿐만 아니라 소비를 감소시키기 때문이다.

이러한 결과로 볼 때 식(10)은 음의 기호를 가지게 되고, 비축은 결국 리스크를 감소시키는 결과가 되게 된다. 정부수준의 전략비축은 리스크 측면에서 민간부분 의 상업적 비축보다 리스크를 절감하는 효과가 있는 것으로 알려지고 있다⁹⁾. 민 간이 보유하고 있는 비축에 대해서는 가격은 주어진 것으로 가정하면,

∂P _{t + 1}

∂S_t = 0이 되고, Cov( Y , ∂ Y

∂S ) 는 Cov( Y, P)로 줄어들게 된다.

그런데 공분산 부분에서 원유 비축에 따른 가격안정화로 인한 수입비용 및 원 유관련 거시경제의 손실의 안정화에 대한 효용 부분은 이모형에서는 고려하지 않 고 있다. 따라서 여기에서는 비록 민간부분이 상업적 선물시장의 참여를 통해 원 유 중단 위기에 대한 대처 및 상업적 거래가 존재함에도 불구하고 여기에서는 오 직 공공 비축에 대해서만 리스크 감소 프리미엄만 존재하는 것으로 취급하게 된 다.

식 (10)에 가격변화에 대해 비석유관련 소득의 변화를 다음과 같이 나타내자.

9) 상업적 비축은 석유의 가격을 조절이 불가능한 random process로 간주하기 때문이다.

또한 상업적 비축은 전략적 개념에 의한 정부비축보다는 순수 상업적 재고라는 측면이 강하기 때문이다.

박 창 원

- 28 -^{- 28 -}

∂ I _{t + 1}

∂ P _{t + 1} = φ (11)

또한 석유 위기시 수입탄력성이 0, 수요탄력성이 상수항으로 0보다 작다고 하 면 다음과 같은 관계식이 성립한다.

D

이러한 결과를 이용하여 식 (11)과 (12)를 식 (10)에 대입하면 다음과 같은 관계 식이 도출된다.

Covt( Yt + 1, ∂Y t + 1

∂St ) = Covt( Yt + 1, P t + 1) - 1

ε Covt( Y t + 1, P t + 1Z t + 1

Q t + 1

)

- m

ε ⋅Covt( Y t + 1, P t + 1

Q t + 1

) + φ

ε Covt( Y t + 1, P t + 1

Q t + 1

) (13)

식(2)에서 설명한 바와 같이 공공부분의 석유비축에 대한 리스크 프리미엄은 -b²/r_t를, 민간부문의 프리미엄은 -b²/r_t와 cov_t( Y _{t + 1}, P _{t + 1})을 추정함 으로써 계산된다. 여기서 r_t 는 리스크 정도를 나타내는 것으로 Arrow-Pratt의 절대 리스크 회피 계수를 나타내고 있다. 이 지수는 실질 일인당 소득에 Arrow-Pratt의 상대 리스크 회피계수를 나눈 것과 동일하다. 따라서 식 (13)은 상 대 위험회피 계수 값과 비율적으로 변화하게 된다.

IV 모형추정 및 결과

식(13)에서 설명하였듯이 공공 및 민간부문의 리스크 감축을 위한 프리미엄을 추정하기 위해서는 식(13)에서 정의된 각변수에 대한 공분산 추정이 필수적이다.