Ⅱ. 거시경제의 구성: 구조적 VAR (Structural Vector Autoregression) 모형

차 례

에너지경제연구 제 2 권 제 2 호

유가변동에 대한 거시경제의 반응:

도입단가와 국제현물유가의 차이를 중심으로

김 영 덕 ··· 1 On Asian Premium of Crude Oil: Causes, Patterns and Counter Measures

Young-Seok Moon & Dal-Sok Lee ··· 31 Does Credit Transfer Reduce Emission Transfer?

Hojeong Park & Gyeong-Lyeob Cho ··· 47 Total factor Productivity Comparison in the Energy Intensive Manufacturing Industries across Selected OECD Countries

Euy-Seok Yang ··· 71 외국인 직접투자를 통한 기술파급

박 창 수 ··· 115 정책 연구

교통세의 휘발유 수요에 대한 영향 분석

이 성 근 ··· 133 열병합발전의 비용배분에 관한 연구

윤 원 철 ··· 155

ABSTRACTS/국문초록··· 181

유가변동에 대한 거시경제의 반응

『에너지경제연구』제 2 권 제 2 호

에너지경제연구원(Korea Energy Economics Institute: KEEI) 2003. 12, pp. 1-29

유가변동에 대한 거시경제의 반응: 도입단가와 국제현물유가의 차이를 중심으로

김 영 덕*

<목 차>

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 거시경제의 구성:

구조적 VAR 모형

Ⅲ. 구조적 VAR 추정

Ⅳ. 추정결과 V. 결론 주요단어 : 유가변동, 거시경제, 구조적 VAR 모형

Ⅰ. 서 론

1970년대 두 차례 오일쇼크 이후 유가 변동에 의한 경제 충격은 가장 중요한 경제 충격으로 인식되어 왔다. 국내외를 통하여 많은 연구들이 유가의 변동이 경 제에 미치는 영향은 무시될 수 없을 정도로 심각하다는 것을 지적하고 있으며, 또한 여러 경로를 통하여 그 충격이 전파되고 있음을 제시하고 있다.¹⁾ 유가 변동 에 대한 거시경제의 충격에 대한 연구들은 거의 대부분이 유가와 경제활동의 관 계가 부(-)의 관계가 있음을 확인해 주고 있다.²⁾ 그렇다면 유가의 종류와 관계없

* 에너지경제연구원 연구위원

1) 자세한 내용은 김영덕(2002)의 3~14쪽을 참조할 수 있다.

김 영 덕

이 그들의 변동은 경제활동에 동일하게 영향을 미치는 것일까? 국제유가의 변동 이 경제에 미치는 영향은 어떤 국제유가를 사용하던지 동일하게 나타나는 것일 까? 국제 석유시장에서 결정되는 국제유가와 이러한 국제유가의 변동으로부터 발 생한 국내 도입유가의 변동은 국내경제에 동일한 대응을 유발하는 것일까? 이러 한 의문에 대하여 본고에서는 국제유가와 국내도입단가 각각의 변동을 유가변동 으로 상정한 두 모형의 추정결과로부터 유가의 변동이 국내경제에 어떻게 영향을 미치는지를 비교하여 설명하고자 한다.

유가의 변동은 국제 원유시장에서 결정되는 국제 현물 원유가격의 변동에서 출 발한다. 대표적인 국제 현물 원유가격으로는 널리 알려져 있는 바와 같이 유럽시 장을 대표하는 브렌트(Brent), 미주시장의 WTI, 아시아시장의 두바이(Dubai) 현물 원유가격을 열거할 수 있다. 이러한 현물 원유가격의 변동은 단기적인 원유도입 가 뿐만 아니라, 장기적으로 도입되는 원유의 가격에 연동하여 도입되는 원유의 가격 변동을 야기한다. 따라서 원초적으로 국제 석유 또는 에너지시장의 변동의 원천으로 이러한 국제 현물가격의 변동을 살펴볼 필요가 있다. 한편, 국내에 도입 되는 원유는 국내 원유도입단가에 의하여 대표된다. 국내에 도입되는 원유는 계 약측면에서 장기계약과 단기계약에 의한 원유가 도입되고 있으며, 이들 각각의 도입금액을 합하여 도입원유금액을 산정하고 다시 이를 도입된 물량으로 나누어 매월 평균도입단가를 발표하고 있다. 어떠한 유가가 적정한 유가-생산 관계를 표

2) 초기의 연구들도 이러한 관계를 확인하는 것이 대부분이었는데, 예를 들면 Pierce․

Enzler(1974), Rache․Tatom(1977), Mork․Hall(1980), Darby(1982) 등을 나열할 수 있다.

이후의 실증적인 연구들도 초기의 연구가 밝혀낸 사실들을 확인하는 것이었다. 이후의 연구로는 Gisser․Goodwin(1986)과 Hickman․Huntington․Sweeney(1987) 등이 있는 데, 이들은 유가와 거시경제 간에 역의 관계가 성립함을 미국의 자료를 이용하여 확인 하였다. 미국 이외의 나라들로부터 이러한 유가-경제관계를 확인한 연구들로는 Darby(1982), Burbidge․Harrison (1984), Bruno․Sachs(1982, 1985) 등을 열거할 수 있 다. Hamilton(1983)은 2차 세계대전 이후의 모든 미국의 경기불황에서, 한 번을 제외하 고는, 유가상승이 불경기에 선행하였으며, 다른 경기관련 변수들은 경기불황을 설명하지 못한다는 것을 밝혔다.미국 대상의 실증적 연구에 대하여 광범위한 조사를 한 Jones․

Leiby(1996)에 의하면, GNP의 유가탄력성은 -0.02∼-0.08의 범위에 놓여 있으며 -0.05의 수준에서 밀집되어 있는 것으로 조사되었다. 우리나라를 대상으로 한 김성현․김영덕․

조경엽(1999)의 연구는 국제유가가 25% 상승하였을 경우, 국내총생산은 0.44%P 하락하 고, 소비자물가는 1.62%P 상승하는 것으로 추정되었다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

현하는가에 대한 논의는 미국을 중심으로 발전되어 왔다. 그러나 이러한 논의는 환율의 문제를 내포하지 않는 미국의 경우와 국제경제에 민감한 우리나라의 경우 와는 차별을 두어야 할 필요가 있다.³⁾

세계 석유시장의 변동을 전달하는 국제 현물유가의 변동과 이러한 국제시장의 변화가 국내시장에 직접 전달되는 국내도입단가의 변동에 대하여 국내의 경제활 동은 어떻게 반응하는 것일까? 만약 다르게 반응한다면 그 원인은 두 원유가격의 특성의 차이에 근거할 수도 있을 것이다. 국내 유가에 전달하는 정보 측면에서 두 가격은 성격상 유사성과 차별성을 가지고 있다.

두 원유가격 모두 국제유가의 변동에 대한 정보를 동일하게 가지고 있다. 국제 현물가격의 변동은 국내 도입단가의 변동을 유발하며, 이러한 측면에서 동일한 정 보를 전달할 것이 분명하다. 이러한 측면에서 원유가격 변동을 대표하는 두 변수 는 유사성을 갖게 된다. 한편, 국내도입단가의 변동이 반드시 국제현물유가의 변동 만을 포함하고 있지는 않기 때문에 두 가격 간에 차별성도 가지고 있다. 국내 정 유사의 도입조건의 변동과 같은 국지적인 변동에 대하여 세계 현물유가는 이러한 정보를 포함하고 있지 않은 것이 당연하다. 따라서 국내도입단가는 국내 원유도입 에서의 개별적인 특성의 변화가 유발하는 정보를 가지고 있을 것이다. 또한, 국내 도입단가와 국제현물유가 사이에는 정보전달의 시차가 존재한다는 것이 일반적인 시각이다. 도입단가는 국내에 원유가 도착한 후에 도입된 원유의 금액을 물량으로 나누어 계산한다. 중동에서 원유를 도입하는 경우 원유에 대한 가격 조건은 물량 을 선적하는 당시에 이루어지지만 선적으로부터 이 물량이 국내에 도입되는 데는 약 한달이 소요되는 것으로 알려져 있다. 따라서 선적시 가격이 내재하고 있는 가 격정보는 도입단가에서 약 한달 뒤에 전해지는 것으로 볼 수 있다.

이러한 국제유가와 도입단가와의 차이와 유사성을 배경으로 두 가격의 변동이 국내 경제에 미치는 영향을 살펴보는 것은 유가 변동의 공통적 성격에 대하여 경 제가 반응하는 것인지 또는 국내에 전달되는 특성에 의하여 반응하는 것인지를

3) 유가-생산 관계를 대표하는 유가충격변수 선택과 형태에 대한 논의는 Bernanke, Gertler and Watson(1997)의 연구를 참조할 수 있다. 국내에너지생산자가격의 경우에는 국내 정유산업의 특정한 시장여건 및 산업행태가 포함되어 있어 정유사의 도입가격을 국제시장가격을 대표하는 변수로 사용하는 것이 바람직할 것이다.

김 영 덕

밝히는 데에 도움이 될 것이다.

본고의 구성은 다음과 같다. 우선, II장에서는 거시경제를 구조적 VAR를 통하여 구성하는 모형과 식별가정에 대하여 설명하고, III장에서는 모형의 추정에 관하여 논 하고, IV장에서는 추정결과와 그 시사점을 도출하며, V장에서는 결론을 도출하였다.

Ⅱ. 거시경제의 구성: 구조적 VAR (Structural Vector Autoregression) 모형

Ⅱ-1. 구조적 VAR 모형의 설정

구조적 VAR 모형을 설정하기 위하여 우선 구조적 VAR에서 표현하는 거시경 제의 모습의 윤곽을 그려보기로 하자. 구조적 VAR 모형에서 거시경제의 일반적 인 형태는 다음과 같은 식으로 표현할 수 있다.

A (L )y =

(1)

여기서

A (L )

은 시차연산자

L

에 대한 다항계수 행렬(

n n

)을 의미하며,

y

는 거시경제 변수 벡터(

n 1

)이고, 는 경제 외생적이고 상호 독립적인 구조교 란항 벡터(

n 1

)를 뜻한다.

n

은 거시경제를 구성하는 변수의 수를 의미한다. 식 (1)의 좌변은 거시경제를 대표하는 변수가 시차구조 안에서 서로 상호 반응하여 움직이는 모습을 나타내는 거시경제의 구조를 보여주고 있으며, 식(1)의 우변은 경제에 의하여 설명할 수 없는 경제 외생적인 충격을 대표한다. 따라서 경제 외 생적이고 상호독립적인 충격이 발생할 때, 이에 대하여 거시경제 내부의 반응은 식(1)의 좌변에 의하여 결정될 수 있다. 이러한 거시경제의 일반적 형태는 다음과 같은 기본적인 가정을 전제로 하고 있다.

<가정 1> 과거의 거시경제 변수(

y (t − s )

)와 당기의 구조교란항(

(t )

) 사이에

유가변동에 대한 거시경제의 반응

는 상관관계가 존재하지 않는다.

<가정 2> 구조교란항 상호간에는 상관관계가 존재하지 않는다.

<가정 3> 당기의 구조계수 행렬(

A

₀

= A (0 )

)은 non-singular이다.

<가정 4>

A

₀의 대각항은 1이다.

식(1)의 일반적인 거시형태를 당기와 과거 시차에 해당하는 부분을 분리하여 표현하면 다음과 같은 식(2)를 얻을 수 있다.

A

₀

y = − A

⁰

(L )y +

(2)

식(2)는 축약형구조와 유사하나,

A

₀의 대각항 이외의 항이 0이 아닐 수 있다는 점에서 차이가 존재한다. 식(2)를 기준으로 축약형구조(reduced form)를 표현하면 다음과 같이 나타낼 수 있다.

y = B (L )y + u

(3)

식(3)에

A

₀를 앞에 곱하면, 식(2)와 축약형구조 식(3)은 다음과 같은 관계가 존 재함을 알 수 있다.

B (L ) = − A

^{− 1}₀

A

⁰

(L )

(4)

A

₀

u =

(5)

이러한 관계를 이용하면, 외부충격에 대한 거시경제의 반응을 추정하는데 축약 형 VAR를 이용할 수 있다. 식(3)의 축약형구조는

u

가 당기의 구조교란항의 관계 만을 포함하기 때문에

y (t − s )

와

u (t )

는 직교(orthogonal)조건을 가지게 되고, 따라서 전통적인 VAR 추정을 이용하여

B (L )

의 추정치를 구할 수 있다.

김 영 덕

이제 문제는

A

₀를 어떻게 추정하는가 하는 문제로 좁혀지게 된다. 만일 우리 가

A

₀를 추정하여 추정치를 구해낼 수 있다면, 축약형 VAR로 추정한

B (L )

와

A

₀를 이용하여 외부충격에 대한 거시경제의 동적 반응을 추정할 수 있게 된다.

A

₀를 추정하기 위해서는 당기의 변수들 간에 어떠한 상호작용이 발생하는가에 대한 사전적인 지식이 필요하며, 이러한 사전적 지식은 경제적 인과관계에 바탕 을 두어야 한다. 이러한 사전적 경제관계를 바탕으로

A

₀의 제약을 둘 수 있다.⁴⁾ 예를 들면, 에너지수요의 교란항은 소득, 에너지가격에 대하여 당기에 반응하므로 이러한 항들은 추정되어야 할 항에 속하는 반면, 통화량에 대하여는 반응하지 않 을 것이므로 이러한 항들은 추정되지 말아야 할 항에 속하는 것이 되므로 이를 기준으로

A

₀에 제약을 둘 수가 있다.⁵⁾

A

₀의 사전적인 제약을 바탕으로

A

₀ 각 항의 추정되어야 할 계수를 다음과 같 이 2단계로 추정할 수 있다. 우선, 식(3)의 축약형 VAR를 이용하여

B (L )

과

u

의 추정치를 얻을 수 있다. 그리고

u

와 의 관계식인 식(5)를 가지고, OLS(Ordinary Least Squares) 또는 IV(Instrument Variables)를 이용하여

A

₀의 추정되어야할 계 수항을 추정한다.

이러한 방법으로 추정한

A

_0와

B (L )

의 추정치를 이용하여 식(4)의 관계로부터

A

⁰의 추정치를 얻을 수 있고, 이는 식(1)의 구조적 거시경제를 구성할 수 있으므 로 우리는 식(1)의 구조적 VAR로부터 변수의 외생적 충격에 대한 거시경제 변수 들의 동적인 반응함수를 추정할 수 있다.

II-2. 거시경제 변수와 식별가정

식별가정을 구체적으로 설명하는 것은 구체적으로 거시경제를 어떻게 구성하는가 4) 여기서 제약이라 함은

A

₀의 각 항이 추정되어야 하는 계수인지 아닌지를 구분하는 식

별가정이 된다. 다시 말해서

A

₀가 포함하는 각 항이 추정되어야 하는 항인지 추정되 지 말아야하는 항인지를 구분하는 것을 의미한다.

5) 이러한 제약에 대해서는 구조적 VAR의 추정 부분에 더 자세히 설명되어 있다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

에 따라 다르게 설명되어야 하므로 여기서는 우선 거시경제를 어떻게 구성하였는지 를 먼저 설명하고, 이후에

A

₀에 대한 식별가정의 설정에 대하여 설명하기로 한다.

본 연구에서 거시경제는 기본적으로 9개의 변수에 의하여 설명되는 것으로 설정 하였다. 9개의 변수는 국제유가 (또는 도입단가), 산업생산, 물가, 에너지소비, 에너 지가격, 미국연방기금금리, 통화량, 국내이자율, 환율이다. 국제유가와 미국연방기금 금리는 우리 국내 경제에 외생적인 해외의 변수로 국제유가는 세계의 석유수요와 공급에 의하여 결정되는 변수이고, 미연방기금금리는 미국의 통화정책을 대표하는 변수로 해외의 경제변수로 포함하였다. 국내의 거시경제 상태는 산업생산과 물가에 의하여 대표되며, 에너지소비와 에너지가격은 국내 에너지 시장을 대표하는 에너지 시장 상황을 나타낸다. 또한, 국내이자율은 국내의 화폐 공급을 대표하는 변수로 통화량은 국내 화폐수요를 대표하는 변수로 설정하여 화폐시장을 구성하였다.

이러한 기본적인 9개의 변수를 가지고 구조적 VAR모형을 설정하였고, 이제 이 를 바탕으로 앞서 설명한 바와 같이 2단계 추정을 위하여 당기 구조교란항의 계 수행렬인

A

₀에 대한 사전적인 제약을 구성할 필요가 있다. 사전적 제약은 당기의 변수간의 인과관계에 근거하여 설정하게 되는데, 이러한 기본적인 제약설정을 식 별가정이라 할 수 있다. 9개의 경제를 설명하는 변수에 대하여 당기의 경제적 인 과관계인 식별가정을 다음과 같이 설정하였다.

기본적으로 경제를 설명하는 상황변수인 산업생산과 물가는 정책변수에 대하여 당기에 외생적인 것으로 설정하였다. 다시 말해서 당기의 정책변수의 변동은 경 제의 상황변수인 산업생산과 물가에 당기에는 영향을 줄 수 없고, 다만 당기가 지난 후에는 영향을 미치게 된다는 것이다. 이러한 현상을 당기외생성이라고 정 의한다면, 경제 상황변수인 산업생산과 물가는 정책변수에 대하여 당기외생적이 라고 할 수 있다. 이러한 기본적인 가정에 더불어 9개 변수에 대한 식별가정은 경제적 인과관계를 고려하여 다음과 같이 설정되었다.

우선, 국제유가는 다른 8개의 변수에 대하여 당기외생적이라고 가정하였다. 따 라서 국제유가는 당기에 다른 변수의 변화에 대하여 전혀 영향을 받을 수 없게 된다. 사실 국제유가는 세계의 석유수요와 석유공급에 의하여 결정되므로 우리경 제를 소규모 개방경제로 가정한다면 우리 경제의 내부 변화는 국제 석유시장에

김 영 덕

전혀 영향을 주지는 못하나 국제 석유시장의 변화는 우리경제에 곧바로 영향을 미칠 수 있다. 또한, 미연방기금금리에 대해서도 국제유가는 당기에는 영향을 받 지 않으나, 국제유가의 변화는 미연방기금금리에 대해서 당기에 영향을 줄 수 있 는 것으로 설정하였으며, 당기에 미연방기금금리에 영향을 주는 변수는 국제석유 시장의 변화를 대표하는 국제유가뿐이라고 가정하였다.

국내 경제 상태를 대표하는 변수의 하나인 산업생산에 대해서는 앞서 언급한 바 와 같이 당기의 정책변수의 변화는 당기의 산업생산에 영향을 줄 수 없다는 당기 외생성을 가정하였다. 따라서 국내의 화폐시장, 에너지시장, 국제금융시장에서의 변 화는 당기에는 산업생산에 영향을 주지는 못하게 된다. 또한 해외의 정책변화에 대 해서도 국내의 정책 변화와 마찬가지로 당기에는 산업생산에 영향을 주지는 못하 는 반면, 국제석유시장에서의 변동은 산업생산에 당기에 영향을 주는 것으로 가정 하였다. 국제유가의 변동은 산업의 투입 에너지가격의 변화에 대한 시그널을 제공 하고 이는 투입요소간의 상대가격의 변화를 예상하게 된다. 이는 현재 또는 미래의 투입요소의 선택에 대한 변화를 가져오게 되고 산업생산의 변화를 유도하게 된다.

따라서 국내 산업생산은 국제유가의 변동에 대해서는 즉각적으로 반응하게 된다.

또 다른 국내 경제 상황을 대표하는 변수인 물가에 대해서는 국제유가, 산업생 산, 에너지가격에 대해서 당기에 즉각적으로 반응하는 것으로 가정하였다. 국제유 가는 해외로부터의 물가 변동 요인을 대표하며, 산업생산은 국내 수요의 변화에 대한 물가의 반응을 나타내며, 국내 에너지가격은 공급측면의 물가상승요인에 대 한 물가의 반응을 대표한다. 그러나 국내 화폐시장이나 환율 등에 대해서는 당기 외생성을 가정하였다.

국내 에너지가격은 당기의 국제유가, 산업생산, 환율에 즉각적으로 반응하나, 다른 변수의 변화에 대해서는 당기외생적이라고 가정하였다. 에너지공급의 비용 측면에서 국내에너지 가격이 변동하는 요인으로 크게 세 가지 요인의 변화를 열 거할 수 있는데, 국제유가, 환율 및 세금 같은 에너지정책의 변화가 이에 속한다.

세금의 변화는 정부의 외생적인 정책에 의하여 결정되는 것으로 여기서는 포함하 지 않았다.⁶⁾ 수요측면에서의 에너지가격에 대한 당기 영향은 산업생산의 변화가 6) 이러한 의미를 가지고 에너지가격의 외생적인 충격은 국제유가와 환율의 변화 이외의

유가변동에 대한 거시경제의 반응

반영하는 것으로 가정하였다.

국내 에너지소비는 당기의 국제유가, 산업생산, 물가, 에너지가격에 즉각적으로 반응하는 것으로 가정하였다. 국내 에너지소비는 국내의 에너지 수요를 대표하는 것으로 설정하였다. 국제유가는 해외의 에너지시장에 대한 변수이고, 산업생산, 물가, 에너지가격은 전형적인 에너지수요에서의 소득과 가격을 반영하는 변수이 다. 통화시장과 환율 등의 정책변수에 대하여 에너지소비는 당기외생성을 지니고 있는 것으로 가정하였다.

통화량은 국내의 화폐수요를 대표하는 것으로 설정하였으며, 당기에 있어서 전 형적인 화폐수요식을 가정하여 통화량은 소득을 대표하는 산업생산, 그리고 물가 와 이자율의 변동에 대하여 반응하는 것으로 가정하였다.

국내이자율은 통화당국의 통화정책을 반영하는 변수로서, 여기서 통화당국은 통화량의 급속한 증가를 관찰할 때 물가상승 압력에 대응하는 양식의 행동을 취 하는 것으로 전제하였다. 이는 통화당국이 물가상승 압력에 대하여 이자율을 상 승시키는 긴축적인 통화정책을 시행함을 의미한다. 이러한 행태로 통화당국은 당 기의 통화량과 물가상승 압력 변수에 대하여 반응하는 것으로 하였다. 다시 말해 서, 통화정책을 대표하는 국내이자율은 통화량과 물가상승압박 요인인 물가, 국제 유가, 국내에너지가격 및 환율에 대하여 반응하는 것으로 가정하였다.

마지막으로 환율에 대하여는 어떠한 제약도 두지 않았다. 따라서 당기에 있어 서 환율은 모든 다른 변수의 움직임에 대하여 반응하는 것으로 가정하였다. 이는 다시 말해서 당기의 모든 변수의 움직임들에 대해 환율이 반응함으로써 경제를 균형에 도달하게 하는 역할을 환율이 하고 있음을 간접적으로 의미하고 있다.

이러한 식별가정을 전제로 하면 구조적인 VAR에서 당기구조계수행렬의 각 계 수항에 대하여 추정할 수 있는 계수와 추정하지 않는 계수를 식별할 수 있게 되 고 이제 구체적으로 외생적 충격에 대한 충격반응함수의 추정을 구체적으로 설명 할 수 있게 된다.

정부의 에너지정책 충격을 대표한다고 할 수 있다.

김 영 덕

III. 구조적 VAR 추정

III-1. 추정자료와 기간

추정에 앞서 추정을 위하여 이용한 자료를 설명하면 다음과 같다. 우선, 국제유 가는 국제통화기금(IMF)에서 발표하는 국제현물유가의 평균(crude oil commodity price, world average)을 이용하였으며, 도입단가는 한국석유공사에서 발표하는 FOB 도입단가를 이용하였다. IMF에서 조사한 국제현물유가는 DUBAI, BRENT, WTI이며, 본 연구에서 사용한 국제유가는 이 세 현물가격의 평균이다. 산업생산 은 통계청에서 발표한 1995년 100 기준의 산업생산지수를 사용하였으며, 물가 역 시 통계청에서 발표한 1995년 기준의 소비자물가지수를 이용하였다. 에너지가격 은 통계청에서 발표한 1995년 기준의 생산자물가지수 특수분류 에너지가격지수를 이용하였다. 에너지소비는 에너지경제연구원에서 발표하는 최종에너지소비를 사 용하였다. 국내이자율은 통화정책을 반영하기 위하여 콜금리와 회사채수익율의 차이를 사용하였으며, 이는 한국은행의 자료를 이용하였다. 통화량은 한국은행이 발표하는 M2를 이용하였으며, 환율은 대미불환율로서 통계청에서 발표한 기준환 율을 이용하였다. 한편, 이자율을 제외한 다른 모든 변수들은 로그를 취하여 사용 하였다. 추정기간은 1983년 1월부터 2002년7월까지로 하였으며, VAR를 구성하는 데 필요한 시차구조는

L

={1, 2, 3, 6, 9, 12}를 이용하였다.

III-2. 구조적 VAR의 추정

앞서 모형의 설정에서 언급한 바와 같이 식(3)을 먼저 축약형 VAR로 추정하여

B (L )

과

u

의 추정치를 구하고, 사전적인 제약을 통하여 식별한 당기구조계수행 렬(

A

₀)을 가지고 식(5)의 구조교란벡터와 축약형교란벡터와의 관계를 이용하여 당 기구조계수행렬(

A

₀)을 추정한다. 이러한 당기구조계수행렬의 추정치를 이용하여 식(4)의 관계식으로부터 과거시차구조계수행렬(

A

⁰)의 추정치를 구할 수 있으며, 이는 식(2)의 설정을 가능하게 하여 외생적인 충격( )에 대하여 거시경제의 반응

유가변동에 대한 거시경제의 반응

함수를 도출할 수 있게 한다.

식별가정을 전제로 한 당기구조계수행렬의 추정은 식(5)로부터 OLS(Ordinary Least Square)와 IV(Instrument Variable)를 이용하여 추정하게 되는데 그 구체적 인 관계는 다음과 같이 설명할 수 있다. 구체적인 설명 이전에 설명의 편의를 위 하여 다음과 같이 각각의 변수를 대표하는 변수명을 설정하였다.

<표 (IV-)3> 모형에서 사용한 변수의 이름

변수 변수명

국제유가 oil

도입단가 fob

산업생산 ip

물가 cpi

에너지소비 e

에너지가격 ep

미연방기금금리 ff

통화량 m

이자율 r

환율 exr

우선, 식(5)를 각각의 변수에 대하여 표현하면 다음과 같은 행렬의 형태로 나타 낼 수 있다.

























1 0 0 0 0 0 0 0 0

a

₂₁ 1 0 0 0 0 0 0 0

a

₃₁

a

₃₂ 1 0

a

_{3 5} 0 0 0 0

a

₄₁

a

₄₂

a

₄₃ 1

a

_{4 5} 0 0 0 0

a

₅₁

a

₅₂ 0 0 1 0 0 0

a

₅₉

a

₆₁ 0 0 0 0 1 0 0 0

0

a

₇₂

a

₇₃ 0 0 0 1

a

₇₈ 0

a

₈₁ 0

a

₈₃ 0

a

_{8 5} 0

a

₈₇ 1

a

₈₉

a

₉₁

a

₉₂

a

₉₃

a

₉₄

a

_{9 5}

a

₉₆

a

₉₇

a

₉₈ 1

























u

_oil

u

_ip

u

_cpi

u

_e

u

_ep

u

_ff

u

_m

u

_r

u

_exr

=

























oil ip cpi e ep ff m r exr

(6)

김 영 덕

이제 당기구조계수행렬의 계수에 대하여 추정할 수 있는 틀이 구성되었고, 어떠 한 방법으로 추정하게 되는지에 대하여 구체적으로 설명할 필요가 있다. 본 연구 에서는 당기구조계수행렬의 추정방법으로 각 교란항에 대응하는 계수들을 각각의 식에 따라 따로따로 추정하는 방법을 추정하였는데, 각 식에 따라 내생성문제가 발생하지 않는 경우에는 OLS로, 발생하는 경우에는 IV 추정방법을 이용하였다.

국제유가의 경우에는 식별가정에서 설정한 것처럼 당기의 국제유가의 변동은 다 른 경제변수에 대하여 당기에 영향이 없으므로 구조교란항과 축약형 교란항은 서로 같다. 도입단가를 사용하는 경우에도 역시 국제유가와 같은 식별가정을 설정하였다.

u

_oil

=

_oil (7)

다시 말해서 축약형 교란항의 계수가 1이고, 구조교란항이 그대로 축약형교란 항과 같다. 따라서 계수 추정시 국제유가의 축약교란항의 계수를 1로 고정시켰다.

산업생산의 교란항의 관계는 앞서 식별가정에서 설명한 바와 같이 당기의 산업 생산은 오직 당기의 국제유가의 변화에 대해서만 반응한다. 따라서 산업생산의 축약형교란항은 국제유가가 설명하는 부분과 산업생산 고유의 구조교란항으로 구 성된다고 설명할 수 있다. 이를 식으로 표현하면 다음과 같이 쓸 수 있다.

u

_ip

= − a

₂₁

u

_oil

+

_ip (8)

식(8)과 같이 표현하면 회귀방정식의 형태를 가지게 되고,

u

_oil과 _ip간에 상관 관계가 존재하지 않으므로 OLS로 계수

a

₂₁을 추정할 수 있다.

미연방기금금리의 교란항간의 관계는 당기의 미연방기금금리가 당기의 국제유 가의 변동에 대해서만 반응한다는 가정에 의하여 제약된다. 이는 미연방기금금리 의 축약형교란항은 국제유가의 축약형교란항과 미연방기금금리의 구조교란항이 설명할 수 있다.

u

_ff

= − a

₆₁

u

_oil

+

_ff (9)

유가변동에 대한 거시경제의 반응

이 식(9)도 또한 식(8)과 같이 회귀방정식 형태를 가지게 되며, 가정에 의하여

u

_oil과 _ff간에 상관관계가 존재하지 않으므로 OLS를 이용하여 계수

a

₆₁을 추정할 수 있다.

이제 에너지가격의 구조교란항과 축약형교란항간의 관계의 추정에 대해서 살펴 보도록 하자. 앞서 설정한 식별가정은 따라 당기의 에너지가격은 당기의 국제유 가, 산업생산, 환율에 의해서만 반응한다고 규정하였다. 이는 당기의 에너지가격 의 축약형교란항은 국제유가, 산업생산, 환율의 축약형교란항과 에너지가격의 구 조교란항으로 설명된다. 이를 식으로 표현하면 식(10)과 같다.

u

_ep

= − a

₅₁

u

_oil

− a

₅₂

u

_ip

− a

₅₉

u

_exr

+

_ep (10)

앞의 식들과 마찬가지로 식(10) 역시 회귀방정식의 형태를 가지고 있다. 그러나 식(10)의 계수들을 OLS로 추정하게 될 경우 불편추정량 뿐만 아니라 일치추정량 도 얻을 수 없다. 당기의 환율은 당기의 모든 변수들의 변화에 대하여 반응하기 때문에 환율의 축약형교란항은 에너지가격의 구조교란항과 상관관계가 존재할 수 있다. 이는 내생성(endogeneity)의 문제를 갖게 되며, 이러한 경우 OLS로 추정하 게 될 때 계수의 추정치는 편의(bias)를 가지게 된다. 이를 해결하기 위하여 IV 추정방법을 이용할 수 있다.⁷⁾ 이제 어떠한 도구변수(instruments)를 사용할 것인 가를 결정하여야 할 것이다. 설명변수(explanatory variables)와 상관관계가 높으나 교란항(error term)과는 상관관계가 존재하지 않는 도구변수를 채택하여야 할 것 이다. 이러한 조건에 맞는 변수로서

u

_oil,

u

_ip,

u

_ff를 도구변수로 이용하였다.

u

_ff는

u

_exr과 상관관계가 있으나, _ep와는 상관관계가 존재하지 않으므로 적정한 도구변 수라 할 수 있다.

물가의 축약형교란항과 구조교란항간의 관계를 살펴보자. 식별가정에서 우리는 당기의 물가는 당기의 국제유가, 산업생산, 에너지가격의 변화에 대해서만 반응하 는 것으로 설정하였다. 따라서 물가의 축약형교란항은 국제유가, 산업생산, 에너 7) IV 추정방법을 사용하는 경우, 불편추정량(unbiased estimator)을 얻을 수는 없으나 일

치추정량(consistent estimator)을 얻을 수 있다.

김 영 덕

지가격의 축약형교란항과 물가의 구조교란항으로 설명될 것이다. 이를 식으로 표 현하면 다음과 같다.

u

_cpi

= − a

_{3 1}

u

_oil

− a

₃₂

u

_ip

− a

₃₅

u

_ep

+

_cpi (11)

식(11)도

u

_cpi를 종속변수로

u

_oil,

u

_ip,

u

_ep를 설명변수로 하는 회귀방정식으로 설명할 수 있다. 그러나 식(11)도 식(10)과 마찬가지로 내생성의 문제 때문에 OLS 로 추정하기 보다는 IV로 추정하여야 한다.

u

_ep가 _cpi와 상관관계가 존재할 수 있기 때문에 내생성의 문제를 가질 수 있다. 이러한 내생성 문제를 회피하기 위 하여

u

_ep와는 상관관계가 존재하지만 _cpi와는 상관관계가 존재하지 않는 _ep를 도구변수로 사용하였다. 식(11)을 IV로 추정하기 위하여 도구변수로

u

_oil,

u

_ip, _ep 를 사용하였다.

에너지소비의 구조교란항과 축약형교란항간의 관계를 살펴보면, 식별가정에서 에너지소비는 에너지수요를 대표하는 것으로 가정하여 당기의 에너지소비는 당기 의 국제유가, 산업생산, 물가, 에너지가격의 변화에 대하여 반응하는 것으로 설정 하였다. 따라서 에너지소비의 축약형교란항은 국제유가, 산업생산, 물가, 에너지가 격의 축약형교란항들과 에너지소비의 구조교란항으로 설명될 수 있다.

u

_e

= − a

₄₁

u

_oil

− a

₄₂

u

_{i p}

− a

₄₃

u

_cpi

− a

₄₅

u

_ep

+

_e (12)

식(12)도

u

_cpi와

u

_ep가 e와 상관관계를 가질 수 있으므로 OLS를 사용하여 계 수를 추정하게 되는 경우 불편추정량을 얻을 수 없다. 따라서 앞서 설명한 바와 같이 IV를 이용하면 계수의 일치추정량을 얻을 수 있다. 식(12)의 계수를 IV로 추 정하기 위하여 선택한 도구변수로

u

_oil,

u

_ip, _cpi, _ep를 사용하였다.

통화량식에서 통화량의 축약형교란항과 구조교란항간의 관계는 식별가정에서 규정한 바와 같이 화폐수요식으로부터 도출해 낼 수 있다. 화폐수요식에 의하면, 통화량은 소득, 물가, 이자율에 의하여 결정되며, 이는 당기의 통화량은 당기의

유가변동에 대한 거시경제의 반응

소득, 물가, 이자율의 변화에 대해서 반응한다. 이를 통화량의 구조교란항과 축약 형교란항간의 관계에 적용할 수 있다.

u

_m

= − a

₇₂

u

_ip

− a

₇₃

u

_cpi

− a

₇₈

u

_r

+

_m (13)

식(13)의 회귀방정식도 역시 내생성의 문제를 가지고 있으며, 우리는 IV를 이용 하여 식(13)의 계수의 일치추정량을 얻을 수 있다. 도구변수로

u

_ip,

u

_cpi,

u

_ff, _ep 를 사용할 수 있다.

이자율의 구조교란항과 축약형교란항간의 관계는 식별가정에서 설정한 것처럼 통화당국의 통화정책 행태식으로부터 도출할 수 있다. 식별가정에서 통화당국은 통화량이 증가할 때 물가상승압력을 관찰하고 이에 대해서 긴축적 통화정책을 사 용한다고 설정하였으므로, 당기의 이자율은 당기의 통화량, 국제유가, 물가, 에너 지가격, 환율의 변화에 대해서 반응하게 될 것이다. 이를 이자율의 축약형교란항 과 구조교란항간의 관계에 적용하면 다음과 같이 표현할 수 있다.

u

_r

= − a

₈₁

u

_oil

− a

₈₃

u

_cpi

− a

₈₅

u

_ep

− a

₈₇

u

_m

− a

₈₉

u

_exr

+

_r (14)

이 또한 내생성의 문제를 안고 있어 IV를 이용하여 계수의 일치추정량을 구하 였다. 사용한 도구변수는

u

_oil,

u

_ip,

u

_cpi,

u

_ff, _ep, m이다.

환율의 경우, 당기의 모든 변수의 변화에 대하여 환율은 반응하는 것으로 식별 가정에서 설정하였다. 따라서 환율의 구조교란항과 축약형교란항의 관계는 다음 과 같이 표현된다.

u

_exr=−

a

₉₁

u

_oil−

a

₉₂

u

_ip−

a

₉₃

u

_cpi−

a

₉₄

u

_e−

a

₉₅

u

_ep

−

a

₉₆

u

_ff−

a

₉₇

u

_m−

a

₉₈

u

_r+ _exr (15)

식(15)도 내생성의 문제를 가지고 있어 IV로 계수를 추정한다. 여기서 사용한 도구변수는

u

_oil,

u

_ip,

u

_cpi,

u

_ff, e, _ep, m, r이다.

김 영 덕

III-3. 국제유가와 도입단가의 비교

국제유가로서 기본 모형에서는 국제현물유가의 평균을 사용하였다. 국제유가의 경우에는 여러 가지 현물원유가격이 존재하고 우리나라의 경우에는 대표적으로 DUBAI 현물가격을 사용하기도 한다. 그러나 본 모형에서 사용한 국제현물유가 평균에는 이미 DUBAI, BRENT, WTI의 변화에 대하여 포함되어 있어 특정한 현 물유가를 사용하는 것은 기본적인 차이를 나타내지 않을 것으로 기대된다.⁸⁾

국제유가와의 차이를 비교하기 위하여 국제유가의 변수를 변경하여 우리나라의 원유도입단가(FOB기준)를 사용함으로써 충격반응함수를 서로 비교하였다. 우리나 라의 도입단가는 국제현물가격에 특히 DUBAI 유가에 연동하는 것으로 알려져 있다. 그러나 국제유가 평균과 도입단가 사이에는 전달하는 정보의 동질성도 가 지고 있지만 차별성도 존재하고 있다.

우선 동질성에 대하여 살펴보자. 두 원유가격 모두 국제 석유시장의 변동에 대 한 정보는 동일하게 가지고 있다. 국제 원유시장의 여건 변화는 국제 현물가격의 변동으로 나타나며, 국제 현물가격의 변동은 국내 도입단가의 변동을 유발하며, 이러한 측면에서 동일한 정보를 전달할 것이 분명하다. 이러한 측면에서 원유가 격 변동을 대표하는 두 변수는 유사성을 갖게 된다.

한편, 국내도입단가의 변동이 반드시 국제현물유가의 변동만을 포함하고 있지 는 않기 때문에 두 가격 간에 차별성도 가지고 있다. 국내 정유사의 도입조건의 변동과 같은 국지적인 변동에 대하여 세계 현물유가는 이러한 정보를 포함하고 있지 않은 것이 당연하다. 따라서 국내도입단가는 국내 원유도입에서의 개별적인 특성의 변화가 유발하는 정보를 가지고 있을 것이다.

또한, 국내도입단가와 국제현물유가 사이에는 정보전달의 시차가 존재한다는 것이 일반적인 시각이다. 도입단가는 국내에 원유가 도착한 후에 도입된 원유의 금액을 물량으로 나누어 계산한다. 중동에서 원유를 도입하는 경우 원유에 대한 가격 조건은 물량을 선적하는 당시에 이루어지지만 선적으로부터 이 물량이 국내

8) 국제현물유가 평균을 대신하여 DUBAI 현물가격을 사용하여 충격반응함수를 추정하였 지만, 그 결과가 달라지지는 않았다. 본 연구에서는 이에 대한 추정결과를 포함하지는 않았다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

에 도입되는 데는 약 한달이 소요되는 것으로 알려져 있다. 따라서 선적시 가격 이 내재하고 있는 가격정보는 도입단가에서 약 한달 뒤에 전해지는 것으로 볼 수 있다.

이러한 국제유가와 도입단가와의 차이와 유사성을 배경으로 두 가격의 변동이 국내 경제에 미치는 영향을 살펴보는 것은 유가 변동의 공통적 성격에 대하여 경 제가 반응하는 것인지 또는 국내에 전달되는 특성에 의하여 반응하는 것인지를 밝히는 데에 도움이 될 것이다.

국제유가와 국내 도입단가의 변동이 경제에 미치는 영향을 살펴봄으로써 이 두 가격의 변화에 대한 경제의 반응을 비교할 수 있다. 우선, 국제유가와 도입단가 변동으로부터 거시경제의 반응이 어떠한 점에서 동질적으로 나타났는가를 살펴볼 수 있으며, 그 두 변수의 변동으로부터 발생한 거시경제의 움직임의 차이를 살펴 볼 수 있다. 이러한 유사성과 차별성을 동시에 살펴봄으로써 국제석유시장의 변 동이 국민경제에 미치는 영향과 국지적인 도입조건의 변화가 국민경제에 미치는 영향을 유추할 수 있을 것으로 기대된다.

또한, 국제유가의 변화와 국내도입단가 변화와의 시차이다. 대체적으로 국제유 가의 변동은 약 1개월의 시차를 가지고 국내도입단가에 변화를 주는 것으로 알려 져 있다. 다시 말해서 국제유가가 상승하였을 경우 약 1개월 후에 국내도입단가 가 상승하는 현상이 나타난다는 것이다. [그림 1]의 국제현물유가와 국내도입단가 의 시차별 상관관계는 이러한 시차관계를 나타내고 있다. 이러한 시차가 왜 일어 나는 가에 대한 것보다는 시차를 가지고 있다는 것에 대한 시사점이 우리의 비교 에서는 더 중요하다. 실제적으로 국제유가가 상승한 후에 실제로 도입한 원유가 도착하여 우리의 경제에 영향을 실제 미치게 되는 것은 국제유가 상승 후 한 달 뒤이다. 따라서 실제 영향을 미치는 시점에서 유가충격에 대한 반응이 시작하는 지 아니면 국제유가가 상승한 시점에서 유가충격이 경제에 영향을 미치는지를 국 제유가와 도입단가의 충격함수 비교를 통하여 알 수 있을 것이다.

김 영 덕

[그림 1] 국제현물유가와 도입단가간의 상관관계

IV. 추정결과

IV-1. 기본모형의 추정결과

우선 식(3)으로 대표되는 축약형 VAR를 기본 모형을 가지고 추정하였다. 축약 형 VAR에서 추정한 계수(B(L))들은 하나의 식에 54개의 계수를 가지고 있기 때 문에 여기서는 계수들의 추정치를 제시하지는 않았다.

이제 당기구조계수행렬의 추정에 대하여 살펴보도록 하자. 축약형 VAR를 추정 하고, 앞서 설명한 식별가정을 설정한 후에 식(5)의 관계를 이용하여 당기구조계 수행렬의 추정치를 구할 수 있다. 식(7)에서 식(15)에 이르는 식들을 OLS와 IV 방 법으로 계수들을 추정하여 당기구조계수행렬의 계수들을 추정하였고, 그 추정결 과는 <표 V-10>이 보여주고 있다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

<표 V-10> 당기구조계수행렬의 추정결과

계수 표준오차 유의수준

a

_{21 -0.0037 0.0233 0.8742}

a

_{31 -0.0023 0.0037 0.5263}

a

_{32 -0.0224 0.0108 0.0394}

a

_{35 0.0544 0.0122 0.0000}

a

₄₁ 0.1835 0.0431 0.0000

a

_{42 0.2980 0.1254 0.0183}

a

_{43 0.5230 0.7752 0.5005}

a

_{45 -0.3384 0.1464 0.0217}

a

_{51 -0.0170 0.0265 0.5222}

a

_{52 -0.0206 0.3521 0.9533}

a

_{59 0.2465 2.0069 0.9023}

a

₆₁ 0.3179 0.2071 0.1263

a

_{72 -0.0215 0.0287 0.4551}

a

_{73 -0.6508 0.1543 0.0000}

a

_{78 -0.0038 0.0063 0.5460}

a

_{81 -1.5347 0.7885 0.0529}

a

_{83 18.8016 14.5936 0.1989}

a

_{85 -6.9438 3.4782 0.0471}

a

₈₇ 10.4651 6.2442 0.0951

a

_{89 10.9869 12.8769 0.3944}

a

_{91 -0.0332 0.0215 0.1235}

a

_{92 -0.2014 0.0602 0.0009}

a

_{93 0.0596 0.3831 0.8764}

a

_{94 0.0589 0.0324 0.0706}

a

_{95 0.1410 0.0711 0.0487}

a

₉₆ 0.0046 0.0065 0.4769

a

_{97 -0.0124 0.1594 0.9377}

a

_{98 -0.0097 0.0020 0.0000}

김 영 덕

IV-2. 국제현물유가 변동에 대한 거시경제의 반응

축약형 VAR 모형으로부터

B (L )

의 추정치를 얻고, 사전적 제약을 가지고 OLS와 IV를 이용하여

A

₀의 계수 추정치들을 얻었으므로, 이제 외생적 충격에 대 한 거시경제변수들의 충격반응함수를 추정해 낼 수 있다. 외생적 충격으로 본 연 구에서는 국제유가의 상승과 국내에너지가격의 상승 충격에 대하여 살펴보았다.

[그림 2]는 국제유가 상승 충격에 대한 거시경제 변수들의 반응함수를 나타내고 있다. 그림의 종축은 충격의 크기를 나타내며, 횡축은 충격 발생 후 36개월까지의 시간을 의미한다. 유가충격과 생산의 관계에 있어서 두 가지 사항을 눈여겨 볼 필요가 있다. 우선, 유가충격과 경제활동(생산) 사이에 음(-)의 관계가 존재하는 가 이며, 둘째로는 이러한 음(-)의 관계가 심각한 것인 가하는 것이다. 국제유가상승 충격에 대하여 산업생산의 반응을 보면, 뚜렷하게 음(-)의 방향으로 반응하는 것 을 볼 수 있으며, 그러한 반응이 장기적으로 유의하게 나타나고 있다. 이는 다시 말해서 국제유가 상승 충격이 발생하였을 때, 산업생산은 위축되며, 이러한 위축 은 단기에 그치지 않고 장기적으로 나타난다는 것을 말해 주고 있다.

따라서 예상하였던 대로 유가충격은 산업생산과 음(-)의 관계가 존재하고, 장기 적으로 그 영향이 지속되는 심각한 현상이라고 할 수 있다. 국제유가 상승충격에 대하여 소비자물가의 반응은 단기적으로 미약하지만, 장기적으로 물가상승을 보 여주고 있다. 이는 앞서 언급한 산업생산의 반응과 연결하여 볼 때, 국제유가 상 승 충격은 산업생산을 위축시키고, 물가를 장기적으로 상승시키는 형태의 모습을 보여주고 있다. 이러한 반응이 심화되는 경우에 우리는 1970년대의 스태그플레이 션의 모습을 그려볼 수 있을 것이다.

국제유가 상승 충격에 대한 에너지소비의 반응에서는 에너지소비가 국제유가 상승과 관련 없이 증가하는 것으로 나타나고 있다. 이는 우리나라의 에너지 소비 의 경직성을 그대로 보여준다고 할 수 있다. 사실 지금까지 에너지소비는 경기변 동에 크게 좌우되지 않고 지속적으로 증가하는 모습을 보여주었고, 이러한 에너 지다소비적 특성이 충격반응에서도 그대로 나타나고 있는 것으로 여겨진다.

국내 에너지가격은 국제유가 상승 충격이 발생하였을 때, 단기적으로 상승하여 그 모습을 그대로 유지하는 형태를 보이고 있다. 국내 에너지가격은 국제유가 상

유가변동에 대한 거시경제의 반응

승 충격이 발생한 후에 단기적으로 상승하고, 이러한 상승된 가격은 장기적으로 계속 유지되는 것으로 나타나고 있다. 이는 에너지가격이 상승한 이후에는 다시 조정이 되는 것이 아니라 그 수준을 유지하는 특성을 반영한 것으로 보인다.

다른 변수들에서는 크게 변동하는 반응을 찾아보기 힘들다. 통화량과 환율의 반응은 거의 중립적이다. 다만, 이자율의 경우에 다소 출렁거리는 모습을 보여주 고 있다. 이는 국제유가의 상승 충격이 통화정책의 오류를 증대시켜준다는 가설 을 어느 정도 나타내는 것으로 볼 수 있다.

김 영 덕

[그림 3]은 국내에너지가격 상승 충격에 대한 거시경제 변수들의 충격반응을 보여주고 있다. 우선 국내에너지가격 상승의 충격은 국내 에너지가격 정책에 의 한 변화라고 설명할 수 있다. 국내에너지가격의 변화는 크게 세 가지 요인에 의 하여 변동하는데, 국제유가와 환율, 그리고 국내에너지가격 정책의 변화 등으로 그 요인을 나누어 생각해 볼 수 있다. 그런데 앞서 기본 모형의 식별가정을 통하 여 당기의 국내에너지가격 구조교란항은 에너지가격의 축약형교란항에서 국제유 가와 환율에 의하여 설명되는 부분을 제외한 부분이라고 설정하였다.⁹⁾ 이는 다시 말해서 국내 에너지가격의 구조교란항은 당기의 외생적인 국내에너지 정책의 변 화로 해석할 수 있다. 따라서 여기서 국내에너지가격 상승의 충격은 국내 에너지 가격에 대한 외생적인 변화 충격이라고 해석하더라도 무리가 없을 것이다.

국내에너지가격 상승 충격은 에너지에 부과되는 세금 등 국내에너지 가격 정책 변화에 대한 충격으로 해석하고, 그 충격의 거시경제 반응에 대하여 설명하기로 하자. 우선 가장 중요한 충격반응인 산업생산의 반응에 대하여 살펴보자. 국내에 너지가격 상승의 충격에 대하여 산업생산은 단기적으로 위축되는 모습을 보인다.

그러나 국제유가 상승 충격과는 달리 그 충격에 대한 반응이 장기적으로 지속되 지 못하는 모습을 나타내고 있다. 다시 말해서 단기적으로 산업생산은 위축되나 그러한 위축이 장기적으로 지속되지 못하고 사라지는 모습을 보이고 있다.

물가의 국내에너지가격 상승에 대한 충격반응은 해석하기가 어려울 정도로 이 상한 형태를 가지고 있다. 국내 에너지가격 상승 충격이 발생하면 물가는 양(+)의 방향으로 반응하는 것이 아니라 오히려 음(-)의 방향으로 반응하는 것을 알 수 있 다. 다시 말해서 일반적으로 예상했던 것과는 반대로 물가가 하락하는 현상을 나 타내고 있다. 이러한 현상은 두 가지로 해석할 수 있다. 첫째로, 국내 에너지가격 상승의 경우 정책적인 고려에 의하여 물가상승 압력이 없는 시점에 이루어질 경 우, 이러한 현상이 나타날 수 있을 것이다. 정책적으로 물가상승 압력이 큰 시점 에는 비록 에너지가격 상승요인이 존재하더라도 이를 뒤로 늦추어 물가상승 압력 이 낮아지는 시점을 선택하여 에너지가격을 상승시킬 수 있다. 이러한 경우에 물 가의 에너지가격 상승 충격에 대한 반응은 하락하는 방향으로 나타날 수도 있다.

9) 식(11)을 참조할 수 있다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

둘째로, 에너지가격 상승이 이루어지는 시점에서 동시에 정책적으로 이와 반대되 는 경제정책을 사용할 개연성도 있다. 예를 들어 에너지가격을 정책적으로 인상 시키는 동시에 공공요금 등 다른 물가 상승요인을 억압하고 오히려 물가하락을 부추기는 정책을 의도적으로 사용할 수도 있다.

김 영 덕

에너지가격 상승에 대한 에너지소비의 충격반응도 초단기적으로는 위축되다가 장기적으로 오히려 상승하는 모습을 나타내고 있다. 단기적으로 에너지가격이 오 르고 산업생산이 위축되면서 에너지소비도 잠시 둔화되나, 곧 이를 회복하여 에 너지소비가 증가하는 것을 나타내고 있다.

통화량도 초단기적으로 줄다가 장기적으로 그 영향이 사라지고 오히려 통화량 이 증가하는 반응을 나타내고 있다. 그러나 이자율의 모습은 오히려 국제유가 상 승 충격보다 그 반응이 더 출렁거리는 모습을 보여주고 있다. 이자율이 상승과 하락을 반복하다가 그 반응이 사라지는 모습을 보이고 있다. 이는 국내 에너지가 격 상승이 국제유가 상승 보다 오히려 통화정책의 오류를 더 크게 만드는 것이 아닌가하는 의문을 품게 한다.

결론적으로 기본 모형에서 국제유가와 국내 에너지가격 상승 충격에 대한 거시 경제의 반응함수를 추정한 결과 국제유가 상승 충격에 대해서는 산업생산은 둔화 되는 방향으로 장기적으로 그 영향이 지속되나, 국내 에너지가격 상승 충격에 대 해서는 산업생산은 단지 단기적으로 위축되고 장기적으로는 반응이 사라지는 모 습을 나타내고 있다. 반면에 물가의 반응은 국제유가 상승 충격에 대해서는 장단 기에 걸쳐 상승하는 모습을 나타내나, 국내 에너지가격 상승 충격에 대해서는 지 속적으로 하락하는 모습을 나타내고 있다.

IV-3. 국내 도입단가 변동에 대한 거시경제의 반응

국제유가를 도입단가로 변경하여 거시경제의 충격반응함수를 추정하여 상기의 국제유가에서의 충격반응함수와 비교하였다. 앞서의 모형에서는 유가변수로 국제 현물가격의 평균을 사용하였으나, 여기서는 그 대신에 우리나라의 원유도입단가 (FOB기준)를 사용하였다.

[그림 4]는 원유도입단가를 국제유가변수로 사용하여 추정한 도입단가 상승충 격에 대한 거시경제 변수들의 충격반응을 나타낸 것이다. 도입단가 상승에 따른 산업생산의 반응을 살펴보면 산업생산은 초단기적으로 하락하는 반응을 보이다가 곧 반응이 사라지는 모습을 보인다. 한편, 물가는 초단기적으로 하락하는 반응에 서 곧 바로 상승하는 방향으로 전환하여 지속적으로 상승하는 모습을 나타내고

유가변동에 대한 거시경제의 반응

있다. 이외의 다른 변수들의 반응은 국제현물유가의 변동에 따른 반응들과 별 차 이가 없음을 알 수 있다.

다만, [그림 2]의 국제유가 충격에 대한 산업생산의 반응과 비교하면 매우 차이 가 크다는 것을 알 수 있다. [그림 2]에서의 국제현물유가의 상승에 따른 산업생 산의 반응은 지속적으로 둔화되는 반응을 보이고 있다. 이와 비교하면, 도입단가 의 상승은 장기적으로 거의 산업생산에 영향을 주지 못하고 있는 것을 [그림 4]를 통하여 알 수 있다. 이러한 차이는 도입단가와 국제현물유가 사이에 나타나는 차 이를 바탕으로 설명할 수 있을 것이다.

첫째로 앞서 서술한 바와 같이 도입단가의 변동은 국제현물유가의 변동에 대하 여 약 한달의 시차를 가지고 있으며, 또한 국제현물유가의 변동에서와 같이 국제 원유시장의 변화라는 동일한 정보를 전달하고 있다. 유사정보의 전달과 시차에 의하여 도입단가의 상승 전에 이미 국제유가 상승에 대하여 국내 경제는 먼저 반 응을 시작할 수 있기 때문에 도입단가의 상승이 경제에 특히 산업생산 활동에 영 향을 주지 못하는 경우가 발생할 수 있다. 도입단가의 변동은 이미 국제현물유가 의 변동에 의하여 알려진 사실이기 때문에 산업은 도입단가의 변동이라는 정보에 대하여 특별하게 반응하지 않으며, 산업은 그들의 생산 활동에 대하여 변화를 주 지 않을 수 있다. 다시 말해서 국제현물유가가 이미 전달한 국제석유시장의 변동 정보는 이미 국내 산업에서 반응을 하였기 때문에 도입단가 상승에 의한 반응이 국제현물유가 상승에 의한 반응보다 미미할 수밖에는 없을 것이다.

둘째로, 도입단가의 변동은 이미 국제유가의 변동이 발생한 후에 나타나는 것 을 반영할 뿐만 아니라 국내 도입조건의 특정한 변동이 국내 산업활동에 크게 영 향을 주지 못하고 단지 단기적으로만 반응하는 것으로도 설명할 수 있다. 국제현 물유가 변동과 국내 도입단가 변동이 차이를 가지고 나타나는 것은 앞에서 설명 한 바와 같이 도입단가는 국지적 도입조건의 변동에 대한 정보를 포함하고 있다 는 것이다. 이는 국제적으로 공통적으로 나타나는 것이 아니라 우리나라와 산유 국간의 원유수급 여건 변화를 발생하는 것으로 볼 수 있으며, 이러한 변동에 대 하여 국내 산업은 그들의 활동을 이전의 행동에 크게 벗어나지 않는 방향으로 반 응할 수 있다. 다시 말해서 국지적 원유도입 여건의 변화에 대하여 산업은 이를

김 영 덕

단기적이며 임시적인 변화라고 판단하여 산업의 생산 활동을 장기적으로는 제약 하지 않고 있다는 것이다. 국내 산업은 우리나라와 산유국간의 국지적인 원유 도 입의 여건 변화에 대하여 관심을 가지고 산업의 생산활동을 변화시키기 보다는 세계석유시장의 변화에 의한 국제적으로 공통적인 시장여건의 변화에 대하여 더 민감하게 생산활동을 변화시킨다고 볼 수 있다.

[그림 5]는 국제유가를 국내 도입단가로 변경하였을 때, 국내 에너지가격 상승 충격에 대한 거시경제의 충격반응을 보여주고 있다. 그러나 국제현물유가에서 국 내 도입단가로 변경하여도, 국내 경제의 국내 에너지가격 상승 충격에 대한 반응 은 거의 변화하지 않는 것으로 나타났다. 이는 국제현물유가의 변동이나 도입단 가의 변동에 대하여 동질적인 정보로 인식하여 반응하는 것을 의미한다. 다시 말 해서 국내에너지가격은 국제현물유가의 상승에 대해서나 도입단가의 상승에 대해 서나 유사한 반응을 나타내고, 따라서 이러한 구조적인 변동을 제외한 국내에너 지가격의 독립적인 변동에 대해서 다른 거시경제의 변수들은 유사한 반응을 나타 내게 되는 것이다.

유가변동에 대한 거시경제의 반응

V. 결 론

유가의 상승은 언제나 중요한 뉴스의 하나이고, 이는 경제활동에 적지 않은 영 향을 주고 있다고 믿고 있다. 유가의 상승은 어느 정도나 경제활동에 영향을 주 고 어떤 기잔 동안 그 충격이 지속되며, 어떠한 방향으로 그 충격이 파급될 것인 가는 중요한 사항이 아닐 수 없다. 이러한 사항 이외에도 유가의 상승이란 것은 과연 무엇을 의미하는가에 대한 규명도 사전적으로 의미 있는 연구일 것이다. 본 고에서는 유가의 변동이 경제활동에 미치는 영향에 대하여 9개 변수로 경제를 구 성하는 실증적 VAR 모형을 이용하여 유가변동에 대한 경제활동의 충격반응을 조