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선희 궉
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1 市場經濟硏究제 40 집 1 호 (2011 년 ) pp. 27~49 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 박상준 *12) 본논문에서는중국과의교역을시작한 1992년부터최근의2009년까지우리나라의수출함수를추정하고, 실질환율이수출에미치는영향력에구조변화가있었는지를살펴보았다. 구체적으로는실질환율을설명변수로포함하는수출함수를상정하고, 환율의계수값을구하였다. 총수출함수와더불어국가별수출함수 ( 對米, 對日, 對中수출함수 ) 를추정하였으며, 추정치의안정성 (stability) 을검증함으로써설명변수들의계수값에구조변화가있었는지를살펴보았다. 분석결과, 수출의소득탄력성은분석기간과교역대상국에관계없이일관되게양의값을가지는것으로나타났으며, 분석기간에따른값의차이도비교적적은것으로나타났다. 이에반해, 가격탄력성 ( 환율의계수값 ) 은교역상대국에따라서그부호와값이다를뿐아니라, 분석기간에따라서도상당히상이한값을가지는것으로나타났다. 특히모든수출함수에서 1997년의아시아외환위기이후가격탄력성이낮아진것으로나타났으며, 2008년의국제금융위기이후그값이다시커진것으로나타나, 가격탄력성에구조변화가있었음을암시한다. 각함수의추정치에대해 Hansen (1991) 의안정성검증 (stability test) 을실시한결과, 총수출함수는두금융위기사이의기간 (2000Q1-2008Q2) 에만 5% 유의수준에서안정성검증을통과하였으며, 동기간에는대미 대일수출함수도 5% 유의수준에서안정성검증을통과하였다. 대중수출은분석기관에상 * Waseda University, Professor, baak@waseda.jp, Tel: , Fax: , School of International Liberal Studies, Waseda University, Nishi-Waseda, Shinjuku-ku, Tokyo , Japan

2 28 시장경제연구 40 집 1 호 관없이안정성검증을통과하지못하였으며, 1997년외환위기이후가격탄력성의부호가다른수출함수에서의부호와반대로나타나, 대중수출의특수성을시사하였다. 핵심주제어 : 한국수출함수, 환율의영향력, 구조변화, 공적분 JEL Classification: C22, F14, F31 Ⅰ. 서론 본논문은우리나라의수출에미치는실질환율의영향력을추정하고, 교역상대국과분석기간에따라그추정값이변화하는가를살펴보는것을목적으로한다. 더하여, 실질환율의변동성 (volatility) 이수출에미치는영향역시분석대상으로하고있다. 잘알려진바대로우리나라의원을포함한아시아의대부분의통화는 1997년아시아외환위기이전까지상당히안정된대미명목환율을유지하고있었다. 그러나아시아금융위기를계기로관리변동환율제에서자유변동환율제로이행함으로써환율의변동성이커지게되었다. 2000년 1 월부터 2009년 12월까지의월별환율 ( 대미명목환율의로그값 ) 의표준편차를구해보면우리나라의표준편차는 0.123으로외환위기를경험한아시아국가중가장높은수준이다. 명목환율의급격한변동은당연히실질환율혹은실질실효환율의급격한변동을야기하고, 이러한급격한환율의변동성은, 환율의변화가국내경제에미치는영향, 특히수출에미치는영향에대한정책입안자들과연구자들의관심을고조시켰다. 따라서 1997년외환위기이후, 다양한측면에서환율이수출에미치는영향력을분석한논문이나왔는데, 예를들어이재랑ㆍ이병창 (2005) 은산업별실질실효환율을계산하고이를이용하여수출물량에미치는환율의영향력을연구하였다. 그들은 1991년부터 2004년까지의월별데이터를분석한후, 외환위기이전 (1991년 1월 년 6월 ) 과외환위기이

3 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 29 후 (1998년 7월 년 12월 ) 의추정치를비교하여, 외환위기이후실질환율의영향력이매우낮아졌음을보였다. 김용복ㆍ곽법준 (2009) 은외환위기이전 (1987년 1분기 년 2분기 ) 과외환위기이후 (199년 2 분기 년 2분기 ) 의분기별데이터를분석한결과수출에미치는환율절하의가격효과와물량효과가모두감소하였음을보였다. 한편, Ha, Lee and Sumulong (2010) 역시비슷한결과를보고하고있는데, 그들은 1996년 4분기부터 2009년 2분기까지의분기별데이터를사용하여우리나라의총수출함수를추정한결과, 금융위기기간을제외하면수출함수의가격탄력성이유의하지않은것으로나타남을보였다. 본논문은환율이우리나라의수출에미치는영향을분석한기존연구들의연구성과를바탕으로하되, 다음과같은점에서기존연구의부족한면을보충하고자한다. 첫째, 기존의연구들은 1997년외환위기이후환율의영향력이감소했거나, 1997년과 2008년의외환위기기간을제외하면환율의영향력이미미하다는결론을내리고있으나, 추정치의안정성 (stability) 혹은추정치의구조변화 (structural change) 에대한구체적인검증은실시하지않았다. 본논문에서는수출함수를추정하고그안정성을검증함으로써수출함수에유의미한구조변화가있었는지를살펴보고자한다. 둘째, < 그림 1> 에서볼수있듯이우리나라와중국은 1991년 4분기부터교역을시작한이래, 교역량이급격히증가하여, 2009년에는우리나라의수출에서중국이차지하는비중이 23.2% 에이르게되었다. 이는미국의 10.1% 와일본의 5.8%, 그리고유로회원국전체의비중인 9.3% 보다월등히높은수준이다. 1) 1992년에는미국의비중이 23.5% 로가장높았고, 일본 15.0%, 유로회원국 9.3%, 중국 3.4% 였던것을감안하면대미ㆍ대일수출의상당부분이대중수출로이전된셈이다. 이와같은국가별 1) 우리나라수출에서차지하는각국의비중은 DOTS 데이터를사용하여저자가산출한것이다 년도와 2009 년도의유로회원국의비중은 2009 년도에유로회원국들인국가들을상대로한것이다.

4 30 시장경제연구 40 집 1 호 비중의급격한변화를고려하여, 본논문에서는총수출함수뿐아니라국가별수출함수를함께추정함으로써, 국가별수출함수에상이한면이있는지그리고교역상대국비중의변화가총수출함수에변화를초래하였는지를살펴보고자한다. 국가별수출함수는교역상대국으로서의비중이가장높은세나라, 즉미국, 일본, 중국을대상으로도출하였다. < 그림 1> 우리나라수출의교역상대국별비중의추이 (%) 주 : IMF(International Monetary Fund) 에서제공하는 DOTS(Direction of Trade Statistics) 데이터를사용하여저자가계산한수치들임. 셋째, 환율의변동성이수출에미치는영향은 1970년대초브레튼우즈 (Bretton Woods) 체제가붕괴된이후, 경제학자들의오랜관심사였다. 앞에서밝힌대로우리나라의경우환율의변동성이아시아에서가장높은측에속하면서도, 환율의변동성자체가수출에미치는영향에대한연구는미미한것이사실이다. 본논문에서는수출함수에환율값뿐만아니라환율변동성의값을함께포함시켜, 변동성자체의증가가수출에미치는영향역시살펴보고자한다.

5 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 31 본논문에서쓰인수출함수는 Rose (1991), Rose and Yellen (1989), 이재랑ㆍ이병창 (2005), Ha, Lee and Sumulong (2010) 이사용한수출함수와기본형태에서동일하다. 즉, 수출량이수입국의소득과교역국간실질환율의함수로표현되는것이다. 2) 본논문에서는 Arize, Osang and Slottje (2000), Baak et al. (2007), Baak (2008), Baum et al. (2001), Chou (2000), Chowdhury (1993), Hassan and Tufte (1998) 등의문헌에서와마찬가지로, 앞의두변수에더하여환율의변동성을설명변수로추가하였다. 또한본논문에서는시계열데이터의단위근검증, 공적분검증등에서문제가될수있는데이터의구조변화나공적분관계식의구조변화의가능성을고려하여, 구조변화에강한검증기법들을사용하였다. 단위근검증의경우에는 Saikkonen and Lutkepohl (2002) 의방법을, 공적분검증의경우에는 Saikkonen and Lutkepohl (2000a, 2000b, 2000c) 의방법을사용하였다. 수출함수의추정을위해서는 Phillips and Hansen (1990) 의 FM-OLS (fully modified OLS) 기법을사용하였고, 추정된함수의안정성을검증하기위해서는 Hansen (1991a,b) 의안정성검증 (stability test) 기법과 CUSUM of Squares검증기법을사용하였다. 3장에서다시설명되겠지만, 수출함수의구조변화로인해, 설명변수의계수값들이비교적안정적인기간이 8년내외이므로단기동학을보기위해사용되는오차수정모형은추정하지않았다. 따라서본논문의추정결과들은변수들간의장기적관계로이해되어야한다. 본논문의구성은다음과같다. 다음의 2장에서는수출함수를제시하고, 사용된데이터와방법론에대해설명한다. 3장에서는실증분석결과를보고하고, 마지막으로 4장에서는본논문의결론을맺을것이다. 2) 총수출함수의경우에는전세계의소득과실질실효환율이설명변수가된다.

6 32 시장경제연구 40 집 1 호 Ⅱ. 수출함수와변수 본논문에쓰인수출함수는다음과같다. (1) 여기서 는 i 로부터 j 에의수출량을나타낸다. 우리나라의수출함수이기때문에 i 는우리나라가되며 j 는전세계, 미국, 중국, 일본이될것이다. 우선 IMF (International Monetary Fund) 의 DOTS (Direction of Trade Statistics) 에서구한우리나라의명목수출액을 IMF의 IFS (International Financial Statistics) 에서구한우리나라의수출단가지수로나눈뒤, 로그값을취함으로써각수출함수의수출량 ( ) 를계산하였다. 는수입국 j 의경제상태를측정하는변수이다. 본논문에서는개별국가의경우에는실질국내총생산의로그값을 로사용하였고, 총수출함수에서는전세계무역량의로그값을 로사용하였다. 의계수는양의값을가질것으로기대된다. 전세계명목무역액은 DOTS에서구하였고, 실질무역량을구하기위해명목무역액을미국의국내총생산디플레이터 (GDP deflator) 로나누었다. 미국의국내총생산디플레이터는미국정부의 BEA (Bureau of Economic Analysis) 에서구하였다. 일본의실질국내총생산은 IFS의데이터이고, 미국의국내총생산은물가지수와마찬가지로 BEA에서구하였다. 중국의실질국내총생산과관련해서는, 이논문의분석기간 (1992년 1분기-2009년 4분기 ) 에해당하는일관된데이터를구할수없었으므로, Baak (2008) 이계산한중국의실질국내총생산을 2009년 4분기까지확장하였다. Baak (2008) 은중국의분기별명목국내총생산과분기별소비자물가지수, 연도별실질국내총생산, 분기별실질국내총생산증가율을사용하여, 1991년 1분기부터 2006년 2분기까지의중국의분기별실질국내총생산을계산하였다. 본논문에서는 Baak (2008) 이사용한방법과데이터를사용하여, Baak (2008) 의데이터를 2009년 4분기까지확장한것이다. 중국의분기별명목국내총생산, 연도

7 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 33 별실질국내총생산, 분기별실질국내총생산증가율은 Data Stream으로부터구하였다. 한편, 중국의소비자물가지수는 CEIC의월별데이터일부와 IFS의월별증가율데이터를이용하여계산하였다. 는실질환율의로그값을나타낸다. 는수입국 j 의통화를기준으로한우리나라i의환율이다. 따라서 가상승하면우리나라통화가치가절하됨을의미한다. 총수출함수에서는 로우리나라의실질실효환율의음을값을사용하였다. 실질실효환율은수출국 ( 우리나라 ) i 의통화를기준으로하기때문에, 실질실효환율의증가는우리나라통화가치의절상을의미한다. 따라서, 국가별수출함수와총수출함수에서 의계수값이동일한의미를가지게하기위하여, 총수출함수에서는 로우리나라실질실효환율의음을값을사용한것이다. 그러므로, 의계수는양의값을가질것으로기대된다. 우리나라의실질실효환율은 IFS 의데이터를사용하였다. 교역상대국별실질환율은명목환율과소비자물가지수를사용하여계산하였다. 명목환율은모두 IFS데이터를사용하였고, 중국을제외하고는소비자물가지수역시 IFS 데이터를사용하였다. 중국의소비자물가지수를구한방식은앞에서설명한대로이다. 마지막으로 는환율의변동성을나타내며, 국가별수출함수에서는월별실질환율의로그값의분기별표준편차를사용하였으며, 총수출함수에서는월별실질실효환율의로그값의분기별표준편차를사용하였다. 3) 보다정확히는직전분기와이번분기의월별실질환율, 즉모두 6개월간의월별환율의로그값의표준편차를측정하여환율의변동성을나타내는변수로삼았다. 실증분석을행하면서표준편차를측정하기위해포함되는월별데이터의길이를 3개월에서 6개월사이에서변화시켜보았는데추정결과에큰차이가없었다. DeGrauwe (1994), Sercu and Uppal (2000) 등이설명하는바대로, 경제주체들의위험기피도가적당한수준이 3) Sercu and Uppal (2000) 에따르면표준편차를사용하는것은환율변동성을측정하는주된방법중의하나이다. 같은방법으로환율변동성을측정한논문으로는 Akhtar and Hilton (1984), Côté (1994), 그리고 Baum et al. (2001) 등이있다.

8 34 시장경제연구 40 집 1 호 면 는음의계수값을가질것으로기대된다. 환율의변동성이수출에미치는영향은유로화의채택을전후로유럽을중심으로활발하게연구된주제이다. 4) 아시아국가들에관해서는연구문헌이상대적으로적은편이기는하나, Baak et al. (2007), Thorbecke (2008), Hayakawa and Kimura (2009) 등의최근논문들은환율의변동성이동아시아의수출을위축시키는것으로나타난연구결과들을보고하고있다. 다음의 3장에서는우리나라의총수출함수와교역상대국별수출함수 ( 대미, 대일, 대중 ), 따라서모두 4 개의수출함수를추정하게된다. Ⅲ. 실증분석 1. 단위근검증 2장에소개된수출함수 (1) 은시계열변수들의함수이기때문에함수의추정에앞서각변수의단위근검증이필수이다. 본논문의분석대상이되는기간동안우리나라는두번의금융위기를겪었기때문에개별변수의동학에구조변화가있었을가능성이있다. Perron (2006) 에따르면변수의동학에구조변화가있는경우, ADF (Augmented Dickey Fuller) 검증법등기존의방법은단위근검증에실패하는확률이높아진다고한다. 따라서, 단위근검증을위해 Saikkonen and Lutkepohl (2002) 가제시한구조변화에강한 (robust) 검증방법 (S-L 단위근검증방법 ) 을사용하였다. 컴퓨터소프트웨어로는 Jmulti가사용되었다. 4) Dell Ariccia(1999) 와그안에있는참고문헌들을참조하기바람.

9 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 35 < 표 1> S-L 단위근검증결과 총수출함수 변수 Lags S-L 단위근검증추정치구조변화의시점 1) 대중수출함수 대일수출함수 대미수출함수 ** 1993Q * 2008Q * 1998Q * 1997Q * 1998Q * 2009Q * 1994Q * 1997Q * 2009Q * 2009Q * 2008Q * 1997Q * 1996Q * 2008Q * 1998Q * 1997Q4 주 :(1)JMulTi 에서수행한 S-L 단위근검증법에의해보고된변수의구조변화시점을나타낸다. 구조변화시점을찾아내는방법은 Lanne et al. (2001) 에설명되어있다. (2) 1% 와 5% 유의수준에서단위근이존재하지않는다는귀무가설을기각할수있는임계치는각각 과 이다. (Lanne et al. (2002) 참조.) (3) * 는 5% 유의수준에서 ** 는 1% 유의수준에서단위근이존재하지않는다는귀무가설이기각됨을의미한다. < 표 1> 에보고된검증결과를보면, 총수출함수의수출량 ( ) 을제외하고는모든변수에대해 5% 유의수준에서단위근이존재하지않는다는귀무가설이기각되는것을알수있다. 총수출함수의수출량의경우에는

10 36 시장경제연구 40 집 1 호 1% 유의수준에서귀무가설이기각되는것을알수있다. 따라서본논문에서는모든변수에단위근이존재하는것으로상정하였다. 본논문에보고하지는않았으나, 각변수의차분값에대해같은단위근검증을시행한결과, 차분값에서는단위근이존재하지않는것으로나타났다. < 표 1> 에서볼수있듯이단위근검증을위한각식에포함되는자기변수차분값의길이는 2로정하였으며, 검증결과는그길이에민감하게반응하지않았다. 한편 Lanne et al. (2002) 의방법을사용하여 Jmulti가찾아낸구조변화의시점은대부분금융위기기간임을알수있다. 2. 공적분검증앞절에서시행한각변수의단위근검증에서단위근이존재하는것으로나타났기때문에, 이절에서는하나의수출함수에포함된변수들간에공적분관계가있는지를검증하였다. < 표 2> 공적분검증결과 H 0: H A: 총수출함수 S-L 공적분검증추정치 (3) (p-value) 49.47* 대중수출함수 S-L 공적분검증추정치 (3) (p-value) * 대일수출함수 S-L 공적분검증추정치 (3) (p-value) 41.81* 대미수출함수 S-L 공적분검증추정치 (3) (p-value) 52.23* 주 : (1) r 은공적분관계식의갯수를나타낸다. (2) * 는 5% 유의수준에서공적분관계가없다는귀무가설을기각함을의미한다. (3) 이추정치들은 Saikkonen and Lutkepohl (2000a,b,c) 의방법대로추정된값들이다.

11 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 37 공적분검증역시구조변화에강한검증방법으로 Saikkonen and Lutkepohl (2000a, 2000b, 2000c) 이고안한방법 (S-L 공적분검증방법 ) 을사용하였다. 검증식에포함되는 Lag의길이는 Akaike Criterion에의하여결정하였다. 검증결과 < 표 2> 에보고되어있는대로각수출함수의변수들간에는 5% 유의수준에서하나의공적분관계가있는것으로나타났다. 3. 수출함수의추정각수출함수의변수들간에하나의공적분관계가있는것으로나타났기때문에, 수출함수 (1) 을추정하는것은수출함수 (1) 에포함된변수들간의공적분관계식을추정하는것이기도하다. 공적분관계식, 혹은수출함수의추정은 Phillips and Hansen (1990) 의 FM-OLS (fully modified OLS) 기법을사용하였다. 그리고서론에서밝힌대로, 환율의계수값에구조변화가있을수있다는기존연구에바탕하여, 추정된함수의안정성을검정하기위해서는 Hansen (1991a,b) 의안정성검증법 (stability test) 을사용하였다. 1) 전체분석기간 : 1992년 1분기-2009년 4분기우선전체분석기간에대해각수출함수를추정하였으며 < 표 3-1> 에그결과가보고되어있다. 우선총수출함수의경우, 소득탄력성과가격탄력성은각각 1.991과 0.993으로 5% 유의수준에서유의한양의값을가지는것을알수있다. 환율변동성의계수값은예상과같이음의값을가지는것으로추정되었으나, 유의하지는않은것으로나타났다. 한편, Hansen (1991a,b) 안정성검증 (stability test) 통계치의 p-값은 0.01 이하로, 안정성의귀무가설이 1% 유의수준에서도기각되는것을보여준다. 5) 5) 수출함수의추정과안정성검증통계치의계산을위해 Hansen (1992a,b) 이제공하는가우스 (Gauss) 코드을사용하였다. Hansen 의프로그램은안정성검증통계치의 p- 값을보고할때, p- 값이 0.01 이하이면 0.01 로보고하고, 그값이 0.2 이상이면 0.2 로보고하도록되어있다.

12 38 시장경제연구 40 집 1 호 < 표 3-1> 수출함수의추정결과 ( 전체분석기간 :1992 년 1 분기 년 4 분기 ) c 총수출함수 계수값 * 0.993* 표준오차 대중수출함수 계수값 * 2.513* 표준오차 대일수출함수 계수값 * * 1.399* * 표준오차 대미수출함수 계수값 * 3.100* 0.851* * 표준오차 주 :(1) 는추정된함수의안정성을검증하기위해계산된통계치이다. 귀무가설은추정된함수가안정적이라는것이다. 이표의 열에보고된수치들은이통계치의 p- 값들이다. Hansen (1992a,b) 의컴퓨터코드는 p- 값이 0.01 이하이면 0.01 로보고하고, 그값이 0.2 이상이면 0.2 로보고하도록되어있다. (2) * 는추정치가 5% 유의수준에서유의함을나타낸다. 대중수출함수의경우에는소득탄력성만이유의한양의값을가지며, 5% 유의수준의안정성검증도통과하지못함을알수있다. 그에비해대일ㆍ대미수출함수는모든계수값이유의하며예상대로의부호를가지고있을뿐만아니라, 안정성검증도통과하는것으로나타났다. 대일수출함수의가격탄력성은 1.399, 대미수출함수의가격탄력성은 0.851로총수출함수의가격탄력성과크게다르지않다. 대미수출의소득탄력성역시 3.100으로총수출함수의소득탄력성 1.991과크게다르지않으나, 대일수출의소득탄력성은 으로여타소득탄력성에비해크게높은것을볼수있다. 소득탄력성이가격탄력성에비해높은것은 Ha, Lee and Sumulong (2010) 을비롯한기존의문헌에서도일반적으로발견되는현상

13 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 39 이다. 한편, 총수출함수의추정치들이안정하지않은것으로나타남에따라, 함수의안정성을해치는것으로믿어지는 1997년외환위기당시의데이터를제거하기위해 1999년 1분기부터의데이터만을가지고수출함수들을다시추정하여보았다. 2) 1997년외환위기이후기간 : 1992년 1분기 년 4분기 < 표 3-2> 에서볼수있듯이전체분석기간과비교하여보았을때, 총수출함수의소득탄력성과가격탄력성에는큰변화가없었다. 전체분석기간에는유의하지않은것으로나타났던환율변동성의계수치도유의한음의값을갖는것으로추정되어, 외환위기이후의총수출함수에서는모든계수치가유의하였으며, 예상대로의부호값을가지는것으로나타났다. 그러나, 안정성검증에서는여전히 1% 유의수준에서조차안정성의귀무가설이기각됨을알수있다. < 표 3-2> 수출함수의추정결과 (1997 년외환위기이후기간 : 1999 년 1 분기 년 4 분기 ) 총수출함수 c 계수값 1.650* 1.678* 0.791* * 표준오차 대중수출함수계수값 * * 표준오차 대일수출함수계수값 * 6.916* 0.654* 표준오차 대미수출함수계수값 * 표준오차 주 : < 표 3-1> 의주를참조하라.

14 40 시장경제연구 40 집 1 호 대중수출의경우에는소득탄력성에는큰변화가없으나, 가격탄력성이음의값을가지는것으로나타났다. 가격탄력성이음의값을가진다는것은중국인민화에대한우리나라의화폐가치가절상되었을때, 대중수출이늘어남을의미하므로, 경제이론에부합하지않는결과이다. 이러한결과에대한한가지가능한설명은사용된데이터나, 추정함수의형태, 혹은추정기법등에문제가있을수있다는것이다. 특히중국의경우에는데이터의부족으로실질환율이나실질국내총생산이간접적으로계산되었는바, 그로인한문제일가능성도생각해볼수있다. 그러나, 같은방식으로계산된데이터를쓰고유사한수출함수를상정한 Baak (2008) 의논문에서, 미국과중국간의수출함수들이이론과부합하는계수값들을보여준점을고려한다면, 우리나라의대중수출함수에서음의가격탄력성이얻어진것은우리나라대중수출의특수성을보여주는것일수도있다. 한예로, Baak (2006) 은중국인민화의환율변화가일본과우리나라의대미수출에미치는영향력을분석한결과, 인민화의절상이일본과우리나라의대미수출에긍정적인영향을미치는것이아니라부정적인영향을미친다는점을발견하고, 이를동아시아의생산네트워크와연관지어설명한바가있다. 즉, 우리나라와중국간의 ( 혹은일본과중국간의 ) 산업내혹은기업내교역이활발해지면서, 최종재생산과수출을위해서는상대국으로부터의중간재수입이필수불가결해진것이, 기존의경제이론과모순되는환율의영향력을낳은원인이아닌가하는가설이다. 그러나, 본논문에서는대중수출의특수성에그초점이있는것이아니므로, 이이상의논의는본논문의영역을벗어난것이라하겠다. 6) 한편, 대일ㆍ대미수출함수에서는추정된계수값들이전체분석기간에비해현저히낮아졌음을볼수있다. 특히소득탄력성에비해가격탄력성의값이크게낮아졌으며, 대미수출의경우에는가격탄력성의추정치가유의하지않은것으로나타났다. 그리고환율의변동성역시, 여전히음의값을가지기는하나, 유의하지않은것으로나타났다. 6) Zhao and Xing (2006) 은 3 국무역모형을이용해, 관련국들이 Outsourcing 으로연결되어있는경우환율의영향이기존이론과모순될수있음을이론적으로증명하였다.

15 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 년외환위기이후기간분석에서특기할만한것은모든수출함수에서안정성검증통계치의 p-값이 0.01 이하로나온점이다. 1997년외환위기의직접적인영향을받은시기인 1997년과 1998년을제외하였는데도불구하고, 안정성의귀무가설이강하게기각되었으므로다음의분석에서는 2008년의금융위기기간도분석기간에서제외하여보았다. 3) 두차례의금융위기를제외한기간 : 2000년 1분기 년 2분기 < 표 3-3> 에는 2000년 1분기부터 2008년 2분기까지의데이터만으로추정한수출함수의계수값들이나타나있다. 7) 앞의두기간에비해모든수출함수에서대부분의계수의절대값이작아진것을알수있다. 특히소득탄력성에비해가격탄력성의계수값이크게낮아졌다. 소득탄력성은그값들은낮아졌으나, 모든수출함수에서여전히유의하다. 반면, 총수출함수의가격탄력성은앞의두기간의분석에서는유의한값을가졌으나, 이절에서는처음으로유의하지않은값을가지는것으로나타났으며, 이는 Ha, Lee and Sumulong (2010) 의발견과일치하는결과이기도하다. 대중수출함수의가격탄력성은앞에서와마찬가지로음의값을가지는것으로추정되었으며, 대일수출의가격탄력성은유의한양의값을가짐으로써, 환율의영향력이교역상대국에따라상이함을보여주고있다. < 표 3-3> 수출함수의추정결과 ( 두차례의금융위기를제외한기간 :2000 년 1 분기 년 2 분기 ) c 총수출함수 계수값 2.149* 1.276* * 표준오차 대중수출함수 계수값 * * 표준오차 ) 이번절에서 1999 년도제외한것은, 1999 년을제외하였을때추정된수출함수들의안정성이높아졌기때문이다. 즉, 안정성검증통계치 ( ) 의 p- 값이높아진것이다.

16 42 시장경제연구 40 집 1 호 c 대일수출함수 계수값 * 6.397* 0.567* 표준오차 대미수출함수 계수값 * 표준오차 주 : < 표 3-1> 의주를참조하라. 특기할만한것은두차례의금융위기사이의기간만을분석대상으로하자, 대중수출함수를제외한모든수출함수에서안정성검증통계치의 p-값이 10% 를넘어섰다는것이다. 앞선전체기간분석에서는대일수출과대미수출에서만이 10% 유의수준에서도안정성의귀무가설이채택되었고, 총수출은 1% 유의수준에서도안정성의귀무가설이기각되었었다. 그리고, 1997년외환위기기간을제외하고 2008년이후의기간을포함시킨앞절의분석에서는모든수출함수가 1% 유의수준에서도안정성검증을통과하지못하였다. 4. 수출함수의안정성과가격탄력성대중수출은어느기간에서도안정성검증의통계치가 5% 이상의 p-값을가지지못하였기때문에예외로한다면, 나머지모든수출함수들이 10% 유의수준에서도안정성검증을통과하는것은두금융위기사이의기간뿐이다. 특히, 총수출함수의경우에는금융위기기간을제외해야만 Hansen 의안정성검증을통과하는것이사실이다. 그리고이는같은함수를 OLS 로추정하여 CUSUM-of-Squares기법으로추정값들의안정성을검증하는경우에도동일한결론을얻게된다. 8) < 그림 2-1>, < 그림 2-2> 그리고 < 그 8) 변수들간에공적분관계가있는경우, OLS 에의한계수의추정치들은모수와일치성을가지게된다. 따라서, 계수의추정치들만으로안정성검증의통계치를계산하는 CUSUM-of-Squares 검증법을사용하는것이가능하다. 본논문에서 FM-OLS 에의해추정된함수들을 OLS 에의해서도추정해보았는데, 그추정된계수값들이상당히유사하였

17 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 43 림 2-3> 은 OLS로추정한총수출함수의추정치에대한 CUSUM-of-Squares 검증의결과를보여주고있다. Hansen의안정성검증에서와마찬가지로금융위기기간을제외하여야, 5% 유의수준에서안정성검증을통과하는것을볼수있다. < 그림 2-1> 총수출함수의안정성검증 : CUSUM of Squares 검증 1.2 ( 전체분석기간 : 1992 년 1 분기 년 4 분기 ) CUSUM of Squares 5% Significance 주 : 곡선이직점선의안에있는경우안정성의귀무가설이 5% 유의수준에서채택된다. 이테스트를위해 Eviews 를사용하였다. 다. ( 그추정값들을본논문에보고하지는않았다.)

18 44 시장경제연구 40 집 1 호 < 그림 2-2> 총수출함수의안정성검증 : CUSUM of Squares 검증 1.4 (1997 년외환위기이후기간 : 1999 년 1 분기 년 4 분기 ) CUSUM of Squares 5% Significance < 그림 2-3> 총수출함수의안정성검증 : CUSUM of Squares 검증 1.4 ( 두차례의금융위기를제외한기간 : 2000 년 1 분기 년 2 분기 ) CUSUM of Squares 5% Significance

19 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 45 그러나, 그기간동안의총수출함수의안정성과가격탄력성의추정치에기반하여, 환율이수출에영향을미치지않는다고결론내릴수는없다. 우선, 두금융위기사이의기간에도대일수출함수의가격탄력성은 0.567로유의미한양의값을가진다. 이는교역상대국에따라서가격탄력성이다를수있다는것과나라에따라서는환율의영향이여전히중요할수있다는것을보여준다. 둘째, < 표 3-3> 에나타난결과만을이용한다면, 2008년이후우리나라의통화가치가가파르게절하되면서세계적인경기침체임에도불구하고상품수지가급격히늘어난현상을설명할수없다. 즉, 외환위기를포함한기간을분석하면가격탄력성이유의한값을가진다는것은장래의예측을위해서도무시할수없는정보의일부인것이다. 셋째, < 표 3-1> 과 < 표 3-3> 를비교해보면알수있듯이, 총수출함수와는달리대일ㆍ대미수출의경우에는전체기간을대상으로한경우에도 10% 유의수준에서안정성검증을통과하는것으로나타났다. 본논문에보고하지는않았으나, OLS로추정한대일ㆍ대미수출함수의추정치에대한 CUSUM-of-Squares 검증의결과도크게다르지않다. 따라서, 교역상대국별수출함수의경우에는금융위기를제외한기간이더의미가있다는통계학적근거는없는셈이다. 따라서, 가격탄력성이교역상대국에따라그리고분석대상기간에따라얼마나다르게추정되는가하는것을하나의정보로받아들이는것이보다타당하다할것이다. 9) Ⅳ. 결론 본논문에서는 1992년 1분기부터 2009년 4분기까지의데이터를이용해우리나라의총수출함수와교역상대국별수출함수들을추정해보았다. 수출함수의추정에포함된교역상대국들은미국, 일본, 그리고중국이다. 9) 수출함수의구조변화로인해, 계수값이비교적안정적인기간이 8 년내외이므로단기동학을보기위해사용되는오차수정모형은추정하지않았다. 따라서본논문의결과는변수들간의장기적관계로이해되어야한다.

20 46 시장경제연구 40 집 1 호 추정의결과, 총수출함수에서는, 두차례의금융위기를제외한기간 (2000년 1분기 분기 ) 만을분석대상으로하면전체기간분석에비해수출의소득탄력성과가격탄력성이모두낮아짐을알수있었다. 이는기존의관련문헌들의보고와일치된발견이기도하다. 특히소득탄력성은분석기간에상관없이일관되게유의한양의값을가지는것으로나타났으나, 가격탄력성의경우에는금융위기기간을분석대상에서제외하자그추정값이유의하지않은것으로나타났다. 환율변동성의계수값은금융위기를제외한기간에서유의한음의값을가지는것으로나타났다. 이는금융위기를제외한기간에도환율의움직임이여전히수출량에영향을미치는가능성을보여준다하겠다. 한편, 추정함수의안정성검증에서는총수출함수의경우, 금융위기를제외한분석기간에서만안정성검증을통과하였다. 반면, 대일ㆍ대미수출의경우에는금융위기를제외한분석기간뿐만아니라전체기간을대상으로한경우에도안정성검증을통과하는것으로나타났다. 그러나, 추정된계수값들에는그두분석기간사이에큰차이가있었다. 대일ㆍ대미수출에공통된현상으로는, 총수출의경우와마찬가지로금융위기기간을제외하자소득탄력성과가격탄력성이크게낮아졌다는것이다. 금융위기를제외한분석기간에도소득탄력성은여전히유의한것으로나타났으나, 대미수출의가격탄력성은유의하지않은것으로나타났다. 대일수출의가격탄력성은크기의변화는있으나, 분석기간에상관없이유의한양의값을가지는것으로나타났다. 전체분석기간에는유의한음의값을가졌던환율변동성계수는유의하지않은값을가지는것으로나타났다. 한편, 대중수출의경우에는소득탄력성만이경제이론과부합한결과를보일뿐, 가격탄력성은음의값으로추정되어, 이에대해서는별도의연구가필요할것으로보인다. ( 접수일 : / 수정일 : / 게재확정일 : )

21 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 47 참고문헌 1. 이재랑ㆍ이병창 (2005), 업종별실질실효환율을이용한우리나라제조업의가격경쟁력분석, 경제분석 제 11권 4호, 한국은행금융경제연구원, 김용복ㆍ곽법준 (2009), 환율변동이실물경제에미치는영향, 금융경제연구 제 378호, 한국은행금융경제연구원. 3. Akhtar, M. A., and A. S. Hilton (1984), Effects of Exchange Rate Uncertainty on German and US Trade, Federal Reserve Bank of New York Quarterly Review 9(1), Arize, A. C., T. Osang, and D. J. Slottje (2000), Exchange-Rate Volatility and Foreign Trade: Evidence from Thirteen LDC s, Journal of Business and Economic Statistics 18(1), Baak, S. J. (2008), The Bilateral Real Exchange Rates and Trade between China and the US, China Economic Review 19(2), Baak, S. J., A. Al-Mahmood, and S. Vixathep, (2007), Exchange Rate Volatility and Exports from East Asian Countries to Japan and the US, forthcoming. Applied Economics 39(8), Baum, C. F., M. Caglayan, and N. Ozkan (2001), Exchange Rate Effects on the Volume of Trade Flows: an Empirical Analysis Employing High-Frequency Data. Manuscript, Computing in Economics and Finance 2001(85). 8. Chou, W.L. (2000). Exchange Rate Variability and China s Exports, Journal of Comparative Economics 28(1), De Grauwe, Paul (1988), Exchange Rate Variability and Slowdown in Growth of International Trade, IMF Staff Papers 35(1), Chowdhury, A. R. (1993), Does Exchange Rate Volatility Depress Trade Flows? Evidence from Error-Correction Models, The Review of Economics and Statistics 75(4), Côté, A. (1994), Exchange Rate Volatility and Trade: a Survey, Working Paper Bank of Canada. 12. Dell Ariccia, Giovanni (1999), Exchange Rate Fluctuations and Trade Flows: Evidence from the European Union, IMF Staff Papers 46(3), Ha, J, J. Lee and L. Sumulong (2010), Rebalancing Growth in the Republic of Korea, ADBI Working paper 224, Asian Development Bank Institute. 14. Hassan, M. K., and D. R. Tufte (1998), Exchange Rate Volatility and Aggregate Export Growth in Bangladesh, Applied Economics 30(2), Hansen, B. E. (1992a), Tests for Parameter Instability in Regression with I(1)

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23 우리나라의수출에미치는환율의영향력 : 구조변화의가능성을중심으로 49 ABSTRACT The Impact of Exchange Rates on the Korean Exports: Focusing the Possibility of Structural Changes SaangJoon Baak Waseda University, School of International Liberal Studies. This paper estimates the Korean export functions (bilateral and total) and examines the impact of exchange rates on export volumes using quarterly data from 1992Q1 to 2009Q4. The empirical results indicate that the estimated values of the income elasticity are consistently positive and have changed little across partner countries and different time periods. In contrast, the estimated values of the price elasticity, which show the impacts of exchange rates, have different signs and sizes depending on trade partners and time periods. In all export functions, the price elasticity turns out to have declined since the 1997 financial crisis but to have risen back since the 2008 financial crisis, implying structural breaks in the impact of exchange rates. In addition, the Hansen (1991) stability test indicates that the total export function and two bilateral export functions (the exports to the US and the exports to Japan) are stable between the two crisis periods. On the contrary, the export function to China is not stable regardless of time periods. Besides, the price elasticity in the export function to China is estimated to be negative while it is estimated to be positive in other functions. Key Words: Korean Export Function, Impact of Exchange Rate, Structural Change, Cointegration

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 2, September 2018 : pp. 1~29 정책 용도별특성을고려한도시가스수요함수의 추정 :, ARDL,,, C4, Q4-1 -

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 2, September 2018 : pp. 1~29 정책 용도별특성을고려한도시가스수요함수의 추정 :, ARDL,,, C4, Q4-1 - . - 2 - . 1. - 3 - [ 그림 1] 도시가스수요와실질 GDP 추이 - 4 - - 5 - - 6 - < 표 1>