경제학석사학위논문 원 / 달러실질환율과한 미무역 2016 년 8 월 서울대학교대학원 경제학부경제학전공 추동완

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2 경제학석사학위논문 원 / 달러실질환율과한 미무역 2016 년 8 월 서울대학교대학원 경제학부경제학전공 추동완

3 원 / 달러실질환율과한 미무역 지도교수김소영 이논문을경제학석사학위논문으로제출함 2016 년 4 월 서울대학교대학원 경제학부경제학전공 추동완 추동완의석사학위논문을인준함 2016 년 6 월 위원장서명환 ( 인 ) 부위원장김소영 ( 인 ) 위원박웅용 ( 인 )

4 국문초록 본논문은달러화에대한원화의실질가치절하가대미무역수지에어떠한영향을미치는가를살펴보고있다. 우리나라의대미전체무역수지에대한원 / 달러실질환율의영향을분석한기존연구들과달리, 본연구에서는무역수지를 HS 코드 97류분류에따라품목별로나누어그에대한원 / 달러실질환율의영향을실증분석하였다. 1995년부터 2015년까지의연단위자료와외환위기이후인 2000년 1분기부터 2015년 4분기까지의분기별자료를이용하여분석하였고, 분석방법으로는 Pesaran et al. (2001) 의 ARDL 접근법을이용하였다. 분석결과, 각품목별무역수지에대한원 / 달러실질환율의영향은품목별로다르게나타났으며, 원화의실질절하가각품목별무역수지에미치는장기적인영향이긍정적인경우보다부정적인경우가더많이확인되었다. 또한많은품목들에대하여 1995년부터 2015년까지의연단위자료를통한실증분석결과와 2000년 1분기부터 2015년 4분기까지의분기별자료를통한실증분석결과가비슷하게나타났다. 따라서원화의실질가치의하락이적어도대미무역에서무역수지를개선하는효과가없는것으로보인다. 주요어 : 원 / 달러실질환율, 한 미무역, 품목별무역수지, ARDL 접근법 학번 :

5 목 차 제 1 장서론... 1 제 2 장한국과미국간의무역... 5 제 1 절한국과미국간의무역수지... 5 제 2 절한국의대미수출... 7 제 3 절한국의대미수입 제 3 장선행연구 제 4 장모형설정 제 1 절이론적배경 제 2 절무역수지모형 제 5 장실증분석 제 1 절실증분석 : 1995 년부터 2015 년까지 단위근검정 (Unit root test) 공적분검정 (Bounds test) 추정결과 모형설정검정 (Diagnostic tests) 제 2 절실증분석 : 2000 년 1 분기부터 2015 년 4 분기까지 단위근검정 (Unit root test) 공적분검정 (Bounds test) 추정결과 제 3 절추가실증분석 : 엔 / 달러, 원 / 엔, 원 / 위안실질환율도입 제 6 장결론... 49

6 참고문헌 부록 A. HS 코드 (Harmonized System code) B-1. 단기효과와장기효과계수추정치 : 1995~ B-2. 모형설정검정 (Diagnostic tests) : 1995~ C-1. 단기효과와장기효과계수추정치 : 2000Q1~2015Q C-2. 모형설정검정 : 2000Q1~2015Q D-1. 장기효과계수추정치 : 엔 / 달러실질환율추가 D-2. 장기효과계수추정치 : 원 / 엔실질환율추가 D-3. 장기효과계수추정치 : 원 / 위안실질환율추가 D-4. 장기효과계수추정치 : 원 / 엔과원 / 위안실질환율추가... 84

7 표목차 [ 표 1] 상위 10개흑자품목과적자품목 (2015년기준 )... 6 [ 표 2] 상위 10개대미수출품목... 8 [ 표 3] 상위 10개대미수입품목 [ 표 4] ADF 검정 : 한국과미국의실질 GDP, 실질환율, 무역수지 [ 표 5] ADF 검정 : 품목별무역수지 [ 표 6] 공적분검정 : 품목별무역수지 [ 표 7] 단기효과와장기효과계수추정치 [ 표 8] ADF 검정 : 한국과미국의실질 GDP, 실질환율, 무역수지 [ 표 9] ADF 검정 : 품목별무역수지 [ 표 10] 공적분검정 : 품목별무역수지 [ 표 11] 단기효과와장기효과계수추정치 [ 표 12] ADF 검정 : 엔 / 달러, 위안 / 달러, 원 / 엔, 원 / 위안실질환율 [ 표 13] 원 / 달러실질환율의장기효과계수추정치비교 [ 표 14] 모형별장기효과계수추정치결과비교 그림목차 [ 그림 1] 대한민국의대미무역수지추이... 5 [ 그림 2] 대한민국의대미수출추이... 8 [ 그림 3] 대한민국의대미수입추이 [ 그림 4] 대미무역수지, 원 / 달러실질환율, 한국과미국의실질 GDP [ 그림 5] 대미무역수지, 원 / 달러실질환율, 한국과미국실질 GDP [ 그림 6] 엔 / 달러, 원 / 엔, 위안 / 달러, 원 / 위안실질환율... 43

8 제 1 장서론 글로벌금융위기의여파와신흥국들의경기침체로인하여전세계적인경 기둔화에대한우려가높아지고있다. 이에대하여각국가들은경기부양 을위한노력을기울이면서많은정책들을펴고있다. 그중한가지가수 출을진작을통한경기회복이다. 일본은 2012 년 12 월부터아베노믹스를 시행하고있다. 이는통화정책, 재정정책, 성장정책을상징하는 3 개의화살 에집중하는정책으로, 일본은이 3 가지정책을통하여궁극적으로엔화가 치하락을통한수출증진과물가상승을목표로하고있다. 중국역시통 화전쟁에대한전세계의우려속에서위안화절하조치를통한환율약세 의이익을얻고자한다. 최근미국은새무역법을제정하는한편환율보고 서를발간하면서우리나라를포함일본, 중국, 독일, 대만 5 개국을 관찰대상 국 에지정하고그국가들의환율움직임에대하여지속적으로모니터링하 겠다고발표하는등강경해진환율정책을펴고있다. 이처럼, 경제진작을 위하여국가들이취하고있는주요정책중하나가자국통화의가치하락 을통한수출증대이다. 그리고이에대하여이해관계에있는경쟁국들의 견제가나타나고있다. 대한민국은무역의존도가매우높은나라이다. 부족한자원과제한된지 리적조건을극복하고자 1960 년대부터수출에중점을둔경제성장전략을 채택하고있다. 최근내수시장활성화를위한노력을기울이고있지만, 여전 1

9 히수출은우리나라의경제에있어서가장중요한요소이다. 지속적인수출 증진을위하여올바른무역정책을설정하는것이중요하고, 이를위하여 환율과무역수지의관계에대한이해가필요하다. 환율과무역수지의관계에대한초기연구들은한국가의전체무역자 료에초점을두고연구가진행되었다. 그러나어느국가를상대로무역수지 가개선되는동안다른국가에대해서는무역수지가악화될수있다. 또한, 한국가의통화에대하여원화의실질가치가절하하는동안다른국가의 통화에대한원화의실질가치는상승할수있다. 이처럼집계자료 (aggregate data) 를이용하여환율과무역수지의관계를분석하는경우, 양 국사이에일어나는실제현상을놓칠수있다. 따라서최근에는양국무역 자료 (bilateral trade date) 를통하여환율과무역수지의관계를확인하는연 구들이이루어지고있다. 본연구에서는우리나라와미국간의무역자료를이용하여원 / 달러실질 환율과대미무역의관계에대하여살펴보고자한다 년이후중국이 우리나라의최대교역국지위에오르면서우리나라와관계가가까워지고있 지만, 미국은대한민국정부수립이후지금까지우리나라에게있어경제적 으로뿐만아니라정치적, 문화적으로도매우긴밀한관계를유지하고있다. 미국은지속적으로우리나라의무역에서높은비중을차지하고있고현재 두번째최대교역국의자리를유지하고있다. 미국과의무역비중은중국과 2

10 의무역량이급속히증가하면서작아지고있지만, 이것이미국과의무역량 이감소하고있음을의미하는것은아니다. 미국과의무역량은지속적으로 증가하고있다. 또한, 미국시장의특수성또한고려해야한다. 미국은단순 한교역국일뿐만아니라, 우리나라의제품에대한경쟁력을확인할수있는 테스트마켓이다. 제품이미국에서소비자에게충분한호응을얻지못한다 면, 다른국가에서도경쟁력을갖추기힘들다고평가할수있다. 그러므로 우리나라에게있어서미국과의무역거래는단순히양적인측면을포함한여 러가지측면에서매우중요한의미를가진다. 실질환율과무역수지의관계를보다세세하게보기위하여본연구에서는 HS 97 류 1 를기준으로품목별로나누어무역수지를살펴보고자한다. 환율과 무역수지의관계에관한기존연구에서는대부분전체무역수지와환율간 의분석을통하여관계를살펴보고있다. 그러나이경우총합편의 (aggregation bias) 의문제때문에그관계를확인하기어려울수있다. 이 러한총합편의의문제를피하고자한국과미국사이의무역에서, 원 / 달러 실질환율이양국간의품목별무역수지에어떠한영향을미치는지에대해 알아보고자한다. 실질환율이각품목별무역수지에미치는영향을단기적 1 HS란 Harmonized Commodity Description and Coding System의약어로, 세계관세기구에서제정하였다. HS 97류는 01번부터 97번까지품목을분류하였으며이중 77번은신상품대비용으로유보하여총 96개품목으로구성되어있다. 품번과그에따른품목명은부록 A에별도로첨부하였다. 3

11 인관점과장기적인관점에서확인할것이다. 이를위한추정방법으로는 Pesaran et al.(2001) 의공적분방법 (Bounds testing approach) 을이용한다. ARDL 접근법은분석전 F-statistics 를이용한 공적분검정으로변수들간장기관계가존재하는지여부를알수있어불 필요한분석절차를줄일수있다는장점이있다. 또한 I(0)( 안정적변수 ) 와 I(1)( 단위근이한개존재하는변수 ) 변수들을혼용하여분석하는것이가능 하므로산업별무역수지와같은안정성이일관적이지않은데이터들을분석 할때유리하다. 마지막으로분석에있어변수들에안정된차분데이터를필 요하지않으므로다른모형에비해데이터의왜곡을줄일수있다. 본논문은다음과같이구성되어있다. 제 1 장서론을시작으로, 제 2 장에 서는한국과미국사이의무역현황에대하여알아보고, 제 3 장에서는양국 간환율과무역수지의관계에관한기존연구들을살펴본다. 제 4 장에서는 분석에이용할모형을소개한다. 제 5 장에서는실증분석과정과그로부터 도출된결과를본다. 마지막으로제 6 장에서대한민국과미국양국간의품 목별무역수지와원 / 달러실질환율의관계에대한종합적인결론을내리면 서논문을마치고자한다. 4

12 백만달러 제 2 장한국과미국간의무역 분석에들어가기전에한국과미국사이의무역현황에대하여알아보고 자한다. 무역수지측면, 수출측면, 그리고수입측면으로나누어주요품 목에대하여살펴보고자한다. 제 1 절한국과미국간의무역수지 [ 그림 1] 대한민국의대미무역수지추이 30, , , , , 출처 : IMF 1998 년이전까지대한민국의대미무역수지는흑자와적자가번갈아가 며기록되었고그규모는점차커지는추세였다 년이후대미무역수 지는지속적으로흑자를기록하고있으며그규모또한점차커지고있다 년우리나라의대미무역수지는 25,807,673 천달러의흑자를기록하였 다. 5

13 다음 [ 표 1] 에는 2015 년을기준으로한우리나라의대미무역에서의상 위 10 개흑자품목과적자품목을정리하였다. H S 품목명 [ 표 1] 상위 10 개흑자품목과적자품목 (2015 년기준 ) 흑자 무역수지 ( 천달러비율 (% H ) ) S 품목명 적자 무역수지 ( 천달러비율 (% 87 자동차 22,246, % 90 광학기기 -2,301, % 85 전기제품 5,709, % 88 항공기 -1,531, % 84 기계ㆍ컴퓨터 4,430, % 10 곡물 -1,270, % 72 철강 1,612, % 02 육류 -1,257, % 40 고무제품 1,576, % 38 화학공업품 -1,143, % 73 철강제품 1,288, % 30 의료용품 -1,019, % 27 석유ㆍ석탄 1,200, % 08 과일 -769, % 89 선박 589, % 12 한약재ㆍ대 두 ) -580, % 39 플라스틱 466, % 28 무기화합물 -497, % 82 공구 289, % 21 기타조제품 -459, % ) 출처 : 관세청 대한민국의대미무역수지에서 87 번품목 ( 철도용이나궤도용외의차량과 그부분품ㆍ부속품 ) 이 22,246,491 천달러의흑자를기록하며전체대미흑자 품목중 53.77% 의비중을차지하였다. 그리고 85 번품목 ( 전기기기와그부 분품, 녹음기ㆍ음성재생기ㆍ텔레비전의영상과음성의기록기ㆍ재생기와 이들의부분품ㆍ부속품 ) 와 84 번품목 ( 원자로ㆍ보일러ㆍ기계류와이들의부 분품 ) 이각각 5,709,367 천달러와 4,430,880 천달러의흑자를기록하며그뒤 를잇고있다. 이세품목은 2000 년이후꾸준히상위 5 개의흑자품목에 6

14 포함되었으며, 이들세가지품목의무역수지금액의합 (2015 년기준 ) 은 2015 년전체대미무역수지금액인 25,807,673 천달러보다크다. 상위 10 개 흑자품목은대부분우리나라의수출주력산업에해당하는것으로보인다. 이들 10 개품목은전체대미무역수지흑자품목중금액을기준으로 95.26% 를차지하는것으로나타났다. 특히, 87, 85, 84 번품목은 79.28% 를 차지하고있어대미무역수지의흑자에서의이품목들의중요성이매우높 은것으로보인다. 90 번품목 ( 광학기기ㆍ사진용기기ㆍ영화용기기ㆍ측정기기ㆍ검사기기ㆍ정 밀기기ㆍ의료용기기, 이들의부분품과부속품 ) 이 2,301,743 천달러의적자를 기록하며전체대미적자품목중 14.79% 의비중을차지하였다. 그뒤로 88 번품목 ( 항공기와우주선, 이들의부분품 ), 10 번품목 ( 곡물 ), 02 번품목 ( 육 과식용설육 ( 屑肉 )) 이뒤를이었다. 상위 10 개적자품목에는농산품과광 학기기, 항공기, 의료용품등고도기술산업과관련된품목이포함되었다. 이 들 10 개적자품목은전체대미무역수지적자품목중금액을기준으로 69.59% 를차지하는것으로나타났다. 제 2 절한국의대미수출 우리나라의대미수출은 1970 년이후지속적으로증가하였고, 작년 (2015 7

15 백만달러 년 ) 에그규모가 69,832,102 천달러로나타났다. [ 그림 2] 대한민국의대미수출추이 80, , , , 출처 : IMF [ 표 2] 에는한국의대미무역에서의상위 10 개수출품목을정리하였다. [ 표 2] 상위 10개대미수출품목 1995 년 2000 년 2005 년 2010 년 2015 년 HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) 출처 : 관세청 8

16 상위 10 개대미수출품목을살펴보면, 1995 년이후 84, 85, 87 번품목이 그순위에는변동이있지만꾸준히상위 3 개품목에포함되었다. 85 번품목 ( 전기기기와그부분품, 녹음기ㆍ음성재생기ㆍ텔레비전의영상과음성의기 록기ㆍ재생기와이들의부분품ㆍ부속품 ) 의수출이 2011 년까지증가하다가 작년까지약간의감소세에있고, 2015 년을기준으로 12,373,418 천달러를수 출하였다. 87 번품목 ( 철도용이나궤도용외의차량과그부분품ㆍ부속품 ) 은 글로벌금융위기로인하여수출이잠깐감소하였지만, 그를제외하고대미 수출이계속증가하고있다 년기준 23,900,192 천달러의수출을기록 하였으며, 대미수출품목중에서가장큰규모이다. 84 번품목 ( 원자로ㆍ보 일러ㆍ기계류와이들의부분품 ) 은꾸준히 10% 이상의높은비중을차지하는 것을볼수가있으며 2015 년에 12,227,387 천달러의수출을기록하였다. 이 세가지품목들은대미수출에서 65% 이상의비중을차지하였고대미수출 에서매우중요한역할을한것으로보인다. 27 번 ( 광물성연료ㆍ광물유 ( 鑛物油 ) 와이들의증류물, 역청 ( 瀝靑 ) 물질, 광물 성왁스 ), 73 번 ( 철강의제품 ) 품목이 2000 년이후상위 5 개품목에포함되 었다. 또한, 39 번 ( 플라스틱과그제품 ), 40 번 ( 고무와그제품 ), 72 번 ( 철강 ), 90 번품목 ( 광학기기ㆍ사진용기기ㆍ영화용기기ㆍ측정기기ㆍ검사기기ㆍ정밀기 기ㆍ의료용기기, 이들의부분품과부속품 ) 이 2000 년이후상위 9 개품목에 포함되었다. 9

17 백만달러 제 3 절한국의대미수입 [ 그림 3] 대한민국의대미수입추이 50, , , , , 출처 : IMF 우리나라의대미수입은 1970 년이후지속적으로증가하였고, 작년 (2015 년 ) 에그규모가 44,024,430 천달러로나타났다. [ 표 3] 에는한국의대미무역에서의상위 10 개수출품목을정리하였다. 84 번품목 ( 원자로ㆍ보일러ㆍ기계류와이들의부분품 ) 과 85 번품목 ( 전기기 기와그부분품, 녹음기ㆍ음성재생기ㆍ텔레비전의영상과음성의기록기ㆍ 재생기와이들의부분품ㆍ부속품 ) 이대미수입에서지속적으로높은비중을 차지하고있다. 84 번품목의경우 2015 년 7,796,508 천달러를수입하며가장 높은수입품목이었고, 85 번품목이 6,664,051 천달러의수입을기록하며그 뒤를따랐다. 이두품목은앞의 [ 표 1] 과 [ 표 2] 에서확인할수있듯이, 대 10

18 미무역수지흑자품목과수출품목에서도높은비중을차지하고있다. 두 품목모두큰규모의수입이이루어지고있음에도불구하고더많은규모 의수출이이루어지고있기때문에대미무역에서흑자를보이고있는품 목이다. 따라서, 이두품목은우리나라의대미무역에서중요한역할을하 는것으로보인다. 또한, 최근들어 87 번품목 ( 철도용이나궤도용외의차량 과그부분품ㆍ부속품 ) 의수입이증가하고있고, 이품목또한대미무역수 지흑자품목과수출품목중에서높은비중을차지하고있기때문에주의 깊게보아야할품목으로보인다. [ 표 3] 상위 10개대미수입품목 1995 년 2000 년 2005 년 2010 년 2015 년 HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) HS 비율 (%) 출처 : 관세청 10 번 ( 곡물 ), 29 번 ( 유기화학품 ), 38 번 ( 각종화학공업생산품 ), 88 번 ( 항공기와 우주선, 이들의부분품 ), 90 번 ( 광학기기ㆍ사진용기기ㆍ영화용기기ㆍ측정기 11

19 기ㆍ검사기기ㆍ정밀기기ㆍ의료용기기, 이들의부분품과부속품 ) 품목은꾸 준히대미수입에서높은비중을차지하고있는품목들이고상위 10 개대 미무역수지적자품목에도포함된품목들이다. 특히, 90 번품목은 2015 년 기준으로대미무역에서가장큰적자를기록하였고, 대미수출에서지속적 으로상위 10 개품목에포함되고있는품목이다. 제 3 장선행연구 환율과무역의관계에관한기존연구들은대부분명목환율이나실질환율 의변화가전체무역수지에미치는영향을분석하고있다. 이러한분석은 무역상대국의국가별특성을고려하지못한다는한계를가진다. 따라서최 근에는환율의변화가양국간무역에미치는영향에대한연구에대해관 심이높아지고있다. 이와관련하여선진국의경우다양한방법과모형을 통해많은연구가이루어졌으며, 대체로실질환율이양국간무역에유의한 영향을미치는것으로보고있다. Rose 와 Yellen(1989) 은 2 국모형을통해 1963 년부터 1988 년까지미국의 분기별데이터를바탕으로 G7 국가들과의무역에서 J 곡선효과가나타나는 지에대해조사하였다. 그러나그들은안정적인 J 곡선효과를확인하지못 하였고환율이무역수지에미치는영향이유의적이지않다고결론을내렸다. Bahmani-Oskooee 와 Brooks(1999) 는 1973 년부터 1996 년까지분기별자료 12

20 를이용하여미국의양국간무역과환율의관계에대하여연구를하였다. J 곡선효과에서기대하는단기적인효과를확인하지는못하였지만, 달러의 실질가치하락이장기적인측면에서 6 개교역국 ( 영국, 캐나다, 프랑스, 독일, 이탈리아, 일본 ) 에대하여미국에긍정적인영향을미친다는것을확인하였 다. Narayan(2004) 은 ARDL 접근법을이용하여 1970 년부터 2000 년까지뉴 질랜드의연단위데이터를살펴보았다. 무역수지와환율그리고국내소득 및해외소득간에공적분관계가존재하지않았지만, 뉴질랜드달러의평가 절하후초기에무역수지가악화되다가얼마의시차가지난다음에는무역 수지가개선되는 J 곡선현상을확인하였다. 우리나라에서도양국간무역을대상으로한연구가많아지는추세이다. 환율이우리나라무역에미치는영향에대한기존연구로는 Kwack(1988), Arize(1994), 정근종 (1996), 정상국 (2005), 이민환 (2007) 등이있다. Kwack(1988) 은 1976 년부터 1986 년까지연단위자료를이용하여원화실질 가치하락이대미수입을감소시키고, 대일수출을증가시킨다는결과를제 시하였다. 그러나추정계수가통계적으로유의하지않은것으로나타났다. Arize(1994) 는 1973 년 1/4 분기부터 1991 년 1/4 분기까지우리나라의수출 자료를이용하여원화의실질가치하락이수출을증가시킨다는것을확인하 였다. 정근존 (1996) 은 1980 년부터 1994 년까지의분기별자료를이용하고 Johansen 의공적분방법을이용하여한국과미국, 일본, G7 국가들사이의 13

21 장기무역수지방정식을추정하였다. 그결과실질환율이대한민국의대미 무역수지와 G7 국가들에대한무역수지를개선하지만대일무역수지를악 화시키는것으로나타났다. 정상국 (2005) 은 1988 년부터 2004 년까지의월별 자료를이용하고다변량 IGARCH-M 모형을통하여원 / 달러와원 / 엔실질환 율의변동이품목별대미, 대일, 대유럽수출입물량에미치는영향을실증 분석하였다. 그결과실질환율의변동이수출에미치는영향은매우제한적 으로나타난반면수입에대하여대체적으로음 (-) 의영향을미치는것으로 나타났다. 이민환 (2007) 은 Pesaran et al.(2001) 의방법을이용하여 1980 년 1 분기부터 2005 년 4 분기까지 8 개국에대한한국의양국간수출입에영향 을주는실질소득과실질환율의영향을분석하였다. 그결과한국의실질소 득이한국의실질수입에대하여그리고상대국의실질소득이한국의실질수 출에대하여양의탄력성을보인다는것을확인하였다. 그러나실질환율의 영향은교역상대국에따라차이가존재하였다. 미국의경우, 실질환율의영 향이수출에대해정 (+) 의탄력성을가지는것으로보았고, 수입에대해서 도정 (+) 의탄력성을가지는것을보았다. 또한, 한국의실질수출입에대한 실질환율의영향이외환위기전후로의미있는차이가존재하는가를알아보 았고, 그결과외환위기로인한구조적변화가존재한다는것을확인하였다. 본논문에서는 Pesaran et al.(2001) 의 ARDL 접근법을이용하여한국과미 국양국간무역에서실질환율이무역수지에미치는영향에대해살펴보고 자한다. 기존연구들에서한국과미국무역사이실질환율의유의미한영 14

22 향력을찾아보기어려웠다. 이결과가총합편의 (aggregation bias) 의문제 로부터기인한것이라고생각하여, 본논문에서는무역수지를 HS 코드분 류에따른품목별로나누어분석하고자한다. 또, Marshall-Lerner 조건을 통하여실질환율과무역수지의관계를간접적으로확인한기존연구들과달 리, 실질환율과무역수지의관계를직접적으로분석하고자한다. 다음장에 서모형설정방법에대하여보도록한다. 제 4 장모형설정 제 1 절이론적배경 Rose 와 Yellen(1989) 에따르면, 자국의수입재에대한수요는실질국내 소득과수입재의상대가격에의하여정해지고, 외국의수입재에대한수요 는그국가의실질국내소득과수입재의상대가격에의해정해진다. 국내 소득의증가는수입재에대한수요를증가시키고, 수입재의상대가격의상 승은수입재에대한수요는감소시킨다. 따라서다음과같이나타낼수있 다. D m = D m (Y, p m ) and D m = D m (Y, p m ) (1) 여기서 D m (D m ) 은자국 ( 외국 ) 의수입을, Y(Y ) 는자국 ( 외국 ) 의실질국내 15

23 소득을, p m 은자국화폐단위로측정된국내에서생산된재화에대한수입 재의상대가격 ( P m P ) 을, p m 는외국화폐단위로측정된외국에서생산된재화 에대한수입재의상대가격 ( P m P ) 을나타낸다. 수출재에대한공급은수출재의상대가격에의하여정해진다. S x = S x (p x ) and S x = S x (p x ) (2) 여기서 S x (S x ) 는자국 ( 외국 ) 의수출을, p x 는자국물가수준에대한자국 수출재의상대가격 ( P x P ) 을, p x 은외국물가수준에대한외국수출재의상대 가격 ( P x ) 을나타낸다. P 자국수입재의상대가격을다음과같이나타낼수있다. p m = P m P = E P x = E (p x P ) P P E P = p P x = RER p x (3) 여기서 E 는외국의화폐 1 단위에대한자국화폐의가격을나타내는명 목환율이다. RER은실질환율 (RER = E P ) 을나타낸다. 마찬가지로, 외국 수입재의상대가격을다음과같이나타낼수있다. P p m = p x RER (4) 교역량과수출가격은다음과같은조건에서균형을이룰것이다. D m = S x and D m = S x (5) 16

24 자국의무역수지는자국화폐로나타낸수출과수입의차이로나타낼수 있다. B = p x D m RERp x D m (6) 식 (1)~(6) 을통하여무역수지를다음과같이나타낼수있다. B = B(Y, Y, RER) (7) 제 2 절무역수지모형 본연구에서는 Rose 와 Yellen(1989) 에따라, 실질환율과대한민국과미 국의총생산변수를포함한무역수지모형을설정한다. 모형은다음과같다. log TB i,t = α i + β i log Y KR,t + γ i log Y US,t + λ i log RER t + ε i,t (8) 여기서 TB i 는상품 i 의무역수지이다. 무역수지는우리나라에서미국으 로의상품 i 의명목수출과미국으로부터우리나라로의상품 i 의명목수입 의비율, 즉 TB i = (EX i )/(IM i ) 로정의한다. 이러한정의를통하여무역수 지를로그변환하여나타내는것이가능하다. Y KR 은대한민국의실질 GDP 를 나타내고, Y US 는미국의실질 GDP 를나타낸다. 우리나라소득 (Y KR ) 이증가 할경우, 수입 (IM) 이증가할것으로예상된다. 따라서, β i 는 0 보다작은음 수로나타날것으로기대한다. 반면에미국의소득 (Y US ) 이증가할경우, 수 출 (EX) 이증가할것으로예상된다. 따라서 γ i 는 0 보다큰양수로나타날것 17

25 으로기대한다. RER 은한국과미국사이의실질환율을나타낸다. 실질환율은 RER = NER P US /P KR 로정의한다. NER 은원 / 달러명목환율을나타내고, P US 와 P KR 은각각미국의물가지수와대한민국의물가지수를나타낸다. RER 의증 가는달러에대한원화의실질가치의하락을의미한다. 원화의가치가하락 할경우, 수출은증가하고수입은감소할것이고, 그에따라 TB 는증가할 것이다. 따라서, λ i 은양수로나타날것으로기대한다. 앞에서확인한식 (8) 은변수들사이의장기적관계를보여준다. 오차수정 모형 (error-correction form) 을이용하면단기적관계도살펴볼수있다. 이 논문에서는자기회귀시차분포 (Autoregressive distributed lags, ARDL) 접 근법을이용하고자한다. Pesaran et al.(2001) 에따라, 오차수정형태의 ARDL 모형으로표현한무역수지모형은다음과같다. n n log TB i,t = α i + ω i,k log TB i,t k + β i,k log Y KR,t k k=1 k=0 n n + γ i,k log Y US,t k + λ i,k log RER t k k=0 k=0 (9) + δ i,1 log TB i,t 1 + δ i,2 log Y KR,t 1 + δ i,3 log Y US,t 1 + δ i,4 log RER t 1 + u i,t Pesaran et al.(2001) 의 ARDL 접근법에의한공적분검정 (Bounds testing approach) 은 F- 통계량 (F-statistics) 을기초로하고있다. 귀무가설 18

26 H 0 : δ i,1 = δ i,2 = δ i,3 = δ i,4 = 0 으로, 변수들간공적분관계가없다는것을 설정한다. 이에대한대립가설은 H 0 : δ i,1 δ i,2 δ i,3 δ i,4 0 이다. Pesaran et al.(2001) 에서 F- 검정에적용하는새로운임계값들을제시한다. 그임계값들은각각모든변수가 I(0) 이거나 I(1) 인경우를가정하여설정되 었다. 고임계치 (upper critical bounds value) 는모든변수가 I(1) 변수일때의 임계값이고, F- 통계량이고임계치보다크면귀무가설은기각되고변수들사 이에공적분관계가존재한다. 반면에, 저임계치 (lower critical bounds value) 는모든변수가 I(0) 변수일때의임계값이고, 만일 F- 통계량이이임계값보 다작으면귀무가설은기각될수없고공적분관계가존재한다고보기어 렵다. 만일 F- 통계량이두임계값사이에위치한다면, 명확한결론이나지 않는다. 이와같은 Pesaran et al.(2001) 의 ARDL 접근법에의한공적분검정방법 에는몇가지장점이있다. 첫째, I(0) 와 I(1) 변수들을혼용하여동시에분석 이가능하다. 이로인해 I(0) 변수와 I(1) 변수들로 ARDL 접근법으로분석할때 는차분을통해데이터를안정화할필요가없다. 둘째, 변수들에안정된차 분데이터를필요하지않으므로다른모형에비해데이터의왜곡을줄일수 있다. 셋째, Narayan(2004) 에서작은샘플수 (small observation) 의 ARDL 접 근법에의한공적분검정 (bounds testing approach) 에서도우수한결과를 얻을수있음을확인할수있다. 19

27 공적분관계가확인이된다면, δ i,2 ~δ i,4 의추정치를 δ i,1 에의하여정규화 하여각변수의장기효과를확인할수있다. 단기효과는차분변수의계 수추정치에의하여확인할수있다. 실질환율의단기효과는 λ i,k 의추정치 들로부터확인할수있다. 제 5 장실증분석 제 1 절실증분석 : 1995 년부터 2015 년까지 1995 년부터 2015 년까지의연단위자료를통하여전체무역수지와 96 개 의품목의무역수지에대하여식 (9) 를추정하였다. 대한민국의품목별대미 수출과수입은관세청의무역통계자료를이용하였고, 대한민국의실질 GDP, 미국의실질 GDP, 대한민국의 CPI, 미국의 CPI, 그리고원 / 달러명목 환율은 World Bank 의통계자료를이용하였다. 다음 [ 그림 4] 는대한민국의대미무역수지추이, 원 / 달러실질환율추이, 대한민국의실질 GDP 추이, 그리고미국의실질 GDP 추이를나타낸다. 20

28 [ 그림 4] 대미무역수지, 원 / 달러실질환율, 한국과미국의실질 GDP 백만달러 전체무역수지 1600 원 / 달러실질환율 십억달러 대한민국실질 GDP 십억달러 미국실질 GDP 출처 : 관세청및 World Bank 단위근검정 (Unit root test) 본연구에서는 Pesaran et al.(2001) 의방법을통하여변수들간장기적 관계뿐만아니라단기적관계도살펴보고자한다. 이방법은일부변수들이 I(1) 인지 I(0) 인지관계없이 ARDL 형태의오차수정모형을이용하여변수들 간공적분관계를검정할수있도록고안되었다. 그러나변수들중에 I(2) 변 수가존재하면 Pesaran et al.(2001) 의방법을적용할수없다. 따라서, 공적 분검정을하기에앞서모든변수들에대하여단위근검정을실시하였다. 21

29 추가된디키 - 풀러검정 (Augmented Dickey-Fuller test, ADF test) 를이용하 여각변수의로그변환된수준 (level) 변수와차분 (first difference) 변수에 대하여단위근검정을실시하였다. 검정결과, 한국의실질 GDP, 미국의실 질 GDP, 그리고원 / 달러실질환율, 전체무역수지에대하여모두 I(1) 변수로 나타났고, 품목별무역수지에대하여 I(0) 변수또는 I(1) 변수가혼재되어있 음을확인하였다. I(2) 변수는확인되지않았다. 아래 [ 표 4] 는전체무역수지, 원 / 달러실질환율, 한국의실질 GDP 와미국의실질 GDP 에대한검정결과 이고, [ 표 5] 는 HS 코드기준으로품목별무역수지에대한검정결과이다. [ 표 4] ADF 검정 : 한국과미국의실질 GDP, 실질환율, 무역수지 변 수 ADF(0) ADF(1) 변 수 ADF(0) ADF(1) 전체무역수지 *** 한국실질 GDP *** 원 / 달러실질환율 *** 미국실질 GDP * 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서단위근을갖는다는귀무가설을기각하는경우이다. [ 표 5] ADF 검정 : 품목별무역수지 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) *** *** *** *** *** -6.30*** ** -6.30*** ** *** *** *** *** *** *** *** * * -7.94*** *** *** *** ** -4.77*** * -4.88*** *** *** *** *** ** *** *** * -3.62*** ** -5.19*** ** -4.00*** *** *** *** *** *** 22

30 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) *** *** *** *** *** *** *** *** ** -5.61*** ** -7.85*** * -3.51*** *** -5.47*** *** ** -5.43*** *** *** *** *** ** -4.40*** *** *** *** ** -4.18*** *** *** *** ** -4.12*** ** -3.45*** *** *** *** *** ** -2.85*** *** *** *** *** *** -2.52** * -4.26*** *** *** *** * -3.65*** ** -4.14*** *** *** ** -4.14*** *** *** ** -5.35*** *** *** *** *** * -4.32*** *** -4.89*** *** *** *** * -3.80*** ** -8.94*** 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서단위근을갖는다는귀무가설을 기각하는경우이다 공적분검정 (Bounds test) 공적분검정은다음과같은절차에의하여실시하였다. 우선, 각변수 들의최고차수 (maximum lag order) 를 2 년 (2 기 ) 로설정하고 Akaike s Information Criterion(AIC) 에의하여최적차수 (optimum lag) 를선택하였다. 그다음최적차수를적용한 ARDL 의오차수정모형에대하여공적분검정 을실시하였다. 전체무역수지와각품목별무역수지의최적차수와그에 따른 F- 통계량은아래 [ 표 6] 과같다. 23

31 [ 표 6] 공적분검정 : 품목별무역수지 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 전체 (1,0,2,0) (1,2,1,0) (2,2,1,2) (2,0,0,0) (1,0,0,0) (1,1,0,1) (1,1,2,1) (1,1,2,0) (2,2,2,2) (1,2,1,2) (1,0,1,0) (1,2,2,2) (1,2,1,0) (2,0,1,0) (1,1,2,2) (2,0,0,1) (2,2,1,2) (1,2,0,2) (2,0,2,0) (1,2,0,2) (1,1,0,1) (1,2,1,2) (1,1,2,1) (1,2,0,2) (2,1,1,1) (2,0,0,0) (1,2,2,2) (2,0,0,2) (1,2,1,2) (2,0,2,1) (1,0,1,0) (1,2,2,2) (2,2,0,0) (1,0,1,2) (2,0,1,0) (2,2,1,2) (2,1,2,2) (1,1,1,1) (1,1,0,1) (1,0,2,0) (2,0,0,1) (2,0,2,0) (2,1,1,0) (2,2,2,2) (2,2,1,2) (1,1,0,1) (2,1,0,1) (1,2,2,0) (2,2,0,2) (1,1,1,2) (2,0,1,0) (2,1,2,2) (2,2,2,0) (1,0,2,0) (2,1,1,0) (2,0,0,1) (1,1,1,2) (1,1,2,0) (1,2,2,2) (2,2,2,1) (1,0,2,0) (1,2,2,2) (2,1,0,0) (1,2,0,0) (1,0,0,0) (2,2,2,2) (2,0,1,2) (2,1,0,0) (2,1,2,2) (2,2,2,2) (2,1,1,2) (1,2,2,2) (1,0,1,1) (1,0,2,1) (2,1,0,1) (1,0,1,2) (1,1,2,1) (2,1,0,2) (1,0,2,2) (2,2,2,2) (1,2,2,2) (2,1,2,0) (1,2,0,0) (1,0,2,0) (2,2,2,2) (1,0,1,1) (1,1,1,0) (2,2,2,2) (1,2,1,0) (1,1,2,0) (1,0,2,0) (2,2,0,0) (1,0,0,0) (1,0,0,0) (1,2,1,2) (1,2,0,2) (2,0,2,2) ) 최적차수 (optimum lag) 는최고차수를 2 년 (2 기 ) 로설정한후 Akaike s Information Criterion(AIC) 기준에의하여구하였다. 2) F-통계량에대한임계치는유의수준 5% 에서 [2.79, 3.67] 로, 유의수준 10% 에서 [2.37, 3.2] 이다. 24

32 유의수준 5% 에서의고임계치는 3.67 로, 유의수준 10% 에서의고임계치는 3.2 로주어졌다. 2 전체무역수지에대한모형은유의수준을 10% 로설정하였 을때공적분관계가존재하는것으로나타났다. 품목별무역수지에대하여 살펴보면, 유의수준을 5% 로설정한경우총 97 개산업중 53 개산업 (HS 코 드기준으로 01, 05, 06, 08, 10, 12, 13, 15, 16, 20, 21, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 31, 32, 34, 36, 38, 39, 40, 41, 42, 44, 47, 52, 53, 54, 55, 56, 58, 61, 62, 66, 67, 79, 81, 84, 85, 87, 88, 89, 90, 91, 92, 93, 95, 96, 97) 에서공적분관계가 존재하는것으로나타났고, 유의수준을 10% 로설정한경우총 60 개산업 ( 앞의 53 개산업과 HS 코드기준으로 30, 37, 46, 64, 71, 75, 78) 에서공적분 관계가존재하는것으로나타났다. 따라서, 공적분관계가있음을확인한전 체무역수지와품목별무역수지들에대하여실증분석을실시하여단기효 과와장기효과를알아보았다 추정결과 단기효과의계수추정치에대해서는실질환율과관련된계수에대하여 집중했다. 그이유는본연구가무역수지와실질환율과의관계에대해살펴 2 종속변수인무역수지데이터는 I(0) 또는 I(1) 변수로존재하고, 모든독립변수들은 I(1) 변수들이므로 F-통계량이고임계치 (upper bound) 를넘어야만확실하게공적분관계가없다는귀무가설을기각할수있다. 25

33 보고자하기때문이다. 장기효과의계수추정치에대해서는한국의실질 GDP, 미국의실질 GDP, 그리고실질환율의계수추정치를모두확인하였다. 아래 [ 표 7] 에실증분석결과로확인한단기효과와장기효과의계수추 정치를정리하였다. [ 표 7] 단기효과와장기효과계수추정치 품목전체 Short-run effect 26 Long-run effect log RER t log RER t 1 C log Y KR log Y US log RER 0.43 (0.49) (3.80) (8.11) *** (3.33) (4.49) -3.98** (1.45) 41.16*** (8.80) -2.99** (0.98) -3.98** (1.37) 0.66 (4.85) -8.53*** (2.02) -7.23*** (1.28) *** (2.12) (6.41) *** (4.87) *** (1.47) 94.59*** (21.89) *** (3.57) 28.06*** (3.31) 26.3*** (6.15) 49.46*** (10.91) 33.72*** (5.46) 6.08*** (1.15) *** (2.53) (0.67) 11.74** (3.42) *** (4.95) (22.91) (28.61) 4.00 (15.59) (38.72) 24.21** (9.08) *** (34.72) ** (4.96) (24.06) *** (15.51) (12.52) (11.29) 21.42** (7.12) * (83.69) *** (35.85) *** (9.66) *** (89.65) ** (14.71) (0.73) (3.71) 2.18 (4.24) -6.68*** (1.57) 1.11 (6.47) -8.48*** (1.41) 9.29** (4.07) -2.32*** (0.71) 8.37** (3.63) 5.21* (2.40) -4.67** (1.56) -7.00** (2.80) -8.72*** (1.06) (9.21) (3.85) *** (1.57) (14.15) *** (2.40) 2.34* (1.14) 7.15 (6.05) (7.46) 8.92** (3.08) 5.79 (12.47) 10.20*** (2.30) (7.51) 4.80*** (1.26) * (5.93) 0.13 (4.02) 4.83 (3.11) 13.08** (5.00) 12.54*** (1.73) (18.90) 21.26** (7.58) 27.81*** (2.48) (23.36) 21.77*** (4.20) 1.66 (1.03) (5.03) 1.94 (5.17) -6.06** (2.18) (10.90) -9.27*** (1.82) 15.72** (5.90) -2.77*** (0.85) 4.91 (4.51) 9.25** (2.98) -3.83** (1.62) -8.61** (3.56) *** (1.33) (10.56) (4.01) *** (2.06) 43.30** (18.12) *** (3.07)

34 27 품목 Short-run effect Long-run effect log RER t log RER t 1 C log Y KR log Y US log RER *** (1.13) *** (5.44) 0.71 (0.77) 2.71* (1.38) 3.03*** (0.98) *** (1.99) 40.20** (13.06) *** (2.11) 16.35*** (3.35) *** (2.80) ** (7.12) (24.44) 12.72*** (3.44) ** (6.43) 13.71*** (4.29) ** (0.82) 5.59*** (1.16) (4.86) -3.50*** (0.56) 6.54*** (1.05) -5.18*** (0.78) *** (1.91) ** (20.64) (10.99) (18.14) (12.44) *** (5.49) 20.27*** (5.02) *** (32.82) 23.93*** (5.08) *** (8.09) 34.23*** (6.53) * (2.94) 2.07*** (0.57) ** (21.60) 15.07*** (3.78) ** (6.04) 18.57*** (4.57) *** (0.87) -4.04*** (0.86) * (24.63) 0.59 (1.26) 1.36 (2.61) 4.80* (2.59) *** (0.60) *** (2.24) -1.17** (0.47) 3.75*** (0.78) (0.59) * (1.27) -4.05* (1.83) *** (5.74) (0.76) 2.34 (1.52) 1.42 (1.04) *** (2.08) -7.74*** (1.70) 14.84*** (3.56) -8.01*** (0.55) 12.51*** (0.90) *** (0.68) (4.93) (43.77) (5.19) 6.03 (8.79) 4.00 (6.88) (1.53) 9.55*** (1.42) *** (26.24) (1.74) 9.18** (3.35) 3.07 (2.62) ** (7.50) (17.09) -6.19** (2.64) 7.10 (4.16) -7.30* (3.47) *** (21.41) ** (21.46) (46.41) (5.48) 2.88 (10.07) (7.91) (1.07) *** (3.25) -4.51*** (0.54) 8.77*** (0.88) -3.93*** (0.69) ** (5.05) -77.6*** (14.81) 3.55* (1.99) 0.95 (3.70) 6.72** (2.44) *** (1.99) 4.67** (1.85) 21.52*** (6.12) -6.06*** (1.03) 7.82*** (1.80) -7.54*** (1.29) *** (1.84) -0.75** (0.28) 14.47** (5.63) -8.39*** (0.87) 12.87*** (1.47) *** (1.11) (2.00) 8.98*** (2.06) *** (6.99) 0.85 (1.04) 3.97* (1.83) 0.45 (1.27) *** (1.48) -1.91*** (0.54) * (9.95) (1.14) 1.89 (2.30) 1.21 (1.32) (2.19) (46.58) -8.43* (4.73) 12.72* (6.53) (7.57) (3.47) (99.17) 4.14 (15.17) (21.08) (22.14) (1.86) 4.23 (2.83) (16.46) *** (2.93) 21.73*** (5.37) *** (3.75) (5.93) (38.20) ** (6.01) 26.77** (10.73) * (7.47)

35 품목 Short-run effect Long-run effect log RER t log RER t 1 C log Y KR log Y US log RER *** *** 14.34*** *** (2.94) (3.71) (19.14) (2.19) (4.17) (3.05) 8.31* 23.06*** (3.89) (6.46) (79.52) (6.57) (14.51) (9.39) 20.59*** 2.36* *** 11.01*** *** (5.96) (1.11) (19.09) (2.86) (4.82) (3.75) 54.03** ** 88.06** ** (24.45) (216.64) (39.79) (57.94) (53.56) (9.28) (39.01) (4.59) (8.24) (5.75) -5.35* 7.69** *** * (2.42) (2.46) (5.99) (0.82) (1.57) (1.11) 3.69*** *** *** (0.95) (4.99) (0.79) (1.25) (1.06) * (1.22) (9.20) (1.58) (2.52) (1.93) -2.84*** -0.76*** *** -4.78*** 8.97*** -2.54*** (0.41) (0.13) (3.61) (0.53) (0.87) (0.66) 21.7*** 26.00*** *** 4.51*** *** (3.38) (3.68) (7.62) (0.86) (1.52) (1.04) * (11.08) (40.11) (7.22) (11.28) (9.87) -4.58*** 1.72*** ** 11.29*** *** (1.17) (0.30) (12.58) (2.05) (3.41) (3.08) ** 53.52** (3.49) (0.59) (20.26) (3.26) (5.07) (4.26) -3.27*** 20.38* -6.51*** 6.54*** -5.3*** (0.99) (10.65) (1.12) (1.97) (1.48) *** ** 13.76*** ** 13.89*** (4.57) (4.42) (17.55) (2.61) (4.56) (3.16) *** (2.17) (7.64) (1.18) (1.85) (1.57) *** 9.33*** -4.73** (1.24) (7.65) (1.67) (2.79) (1.99) 12.68*** 3.04*** *** 3.60*** *** (3.37) (0.67) (8.29) (1.08) (1.81) (1.36) 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서귀무가설을기각하는경우를 뜻한다. 2) 괄호안의숫자들은각각추정계수의표준편차를의미한다. 우선, 전체무역수지에대해서살펴보도록하자. 실질환율의영향에대한 통계적으로유의한결과를얻지못하였지만, 원화의실질가치하락이단기 적인측면과장기적인측면에서무역수지에긍정적인영향을미치는것으로 28

36 나타났다. 또한, 미국의실질 GDP 의증가가무역수지에유의하게긍정적인 영향을미치는것으로나타났다. 이제품목별로결과들에대하여자세히살펴보자. 단기효과에대해서보 도록하자. 원화의실질절하에대하여단기에서무역수지에긍정적인영향 을받는품목이 13 개 (HS 코드기준으로 10, 26, 28, 31, 36, 37, 53, 71, 75, 78, 84, 88, 97), 단기에서부정적인영향을받는품목이 17 개 (HS 코드기준 으로 08, 12, 13, 16, 21, 25, 30, 34, 39, 40, 41, 46, 47, 55, 58, 87, 92) 로나 타났다. 장기효과부터살펴보면, 앞에서모형설정을하면서원화의실질절하가 장기적으로무역수지대해양 (+) 의효과를보일것으로예상하였다. 실증 분석결과, 15 개산업 (HS 코드기준으로 10, 15, 26, 28, 31, 36, 37, 38, 53, 75, 78, 84, 88, 93, 97) 에서무역수지에대한실질환율의영향이유의하게양 (+) 로나타났다. 반면, 22 개산업 (HS 코드기준으로 6, 8, 12, 16, 20, 21, 25, 27, 30, 32, 41, 46, 52, 54, 55, 64, 66, 67, 87, 90, 92,96) 에서실질환율이무역수 지에유의하게양 (-) 의효과를미친것으로나타났다. 무역수지에대한실질 환율의영향이기대한긍정적인효과보다부정적인효과가더많은품목에 서나타났다. 대한민국의실질 GDP 가무역수지에미치는영향에대해서는음 (-) 의효 과를보일것으로기대하였고, 실증분석결과 24 개산업 (HS 코드기준으로 29

37 6, 8, 12, 16, 20, 21, 25, 27, 30, 32, 39, 41, 46, 52, 54, 55, 61, 64, 66, 67, 87, 90, 92, 96) 이유의하게기대에부합하였다. 미국의실질 GDP 에대해서는 양 (+) 의효과를보일것으로기대하였고, 실증분석결과 27 개산업 (HS 코드 기준으로 6, 8, 12, 20, 21, 24, 25, 27, 28, 30, 32, 39, 41, 44, 52, 54, 55, 56, 61, 64, 66, 67, 81, 87, 90, 92, 96) 에서유의하게양 (+) 의효과가나타났다. 아쉽게도예상에부합하는전체적인장기효과 ( 실질환율에대하여양 (+) 의 영향, 한국실질 GDP 의음 (-) 의영향그리고미국실질 GDP 의양 (+) 의영 향 ) 를보이는결과를얻지는못했다. 장기적인관점에서무역수지에대한우리나라의실질 GDP 와미국의실 질 GDP 의영향은기대한것과같은결과를많이확인할수있었다. 그러나 실질환율의영향에대해서는품목별로긍정적인영향을받는품목보다부정 적인영향을받는품목이더많은것으로확인되었다. 이민환 (2007) 은한국 의실질수출입에대한실질환율의영향이외환위기로인한구조적변화가 존재한다는것을확인하였다. 이에대하여다음절에서외환위기이후자료 를이용하여실질환율이무역수지에미치는영향을다시알아보고자한다 모형설정검정 (Diagnostic tests) 여러방법을통하여모형설정검정 (diagnostic test) 을실시하였다. 30

38 오차수정계수 (error correction coefficient, EC(-1)) 를통하여모형의안정 성에대하여확인을하였다. n n log TB i,t = α i + ω i,k log TB i,t k + β i,k log Y KR,t k k=1 k=0 n n + γ i,k log Y US,t k + λ i,k log RER t k k=0 k=0 (10) + δ i,ec ε i,t 1 + u i,t 식 (10) 에서의 ε i,t 1 는식 (8) 에서측정된모형으로부터얻어진잔차의값 이다. 잔차의계수인 δ i,ec 는오차수정계수이고, 장기균형점에서이탈했을 때장기균형점으로의복귀속도를나타낸다. 오차수정계수가유의적으로음 수일경우, 변수들은장기균형점으로의안정적인조정이이루어진다. [ 표 5] 에서확인할수있듯이, 모든모형에서오차수정계수가유의미하게음수를 보이고있다. 이는변수 log TB i 가균형점에안정적으로접근한다는것을의 미한다. 각모형에대하여오차에자기상관 (autocorrelation) 이나타나지않는지를 확인하기위하여라그레인지승수검정 (Lagrange multiplier test, LM) 를실 시하였다. 검정결과, 전체무역수지모형의경우시계열상관 (serial correlation) 이없다는귀무가설을유의수준 5% 이내에서기각하였다. 반면, 품목별무역수지모형 60 개중 39 개모형에서시계열상관 (serial correlation) 이없다는귀무가설을기각하지못하였다. 또한, 함수형태가잘 31

39 못되었는지와변수가누락되었는지를확인하기위하여 RESET (Ramsey Regression Equation Specification Error Test) 검정을실시하였다. 검정결 과, 전체무역수지모형의경우불규격 (misspecification) 이없다는귀무가설 을유의수준 10% 이내에서기각하였다. 반면, 60 개중 49 개모형에서불규 격 (misspecification) 이없다는귀무가설을기각하지못하였다. 모형의적합도를확인할수있도록조정된 R 2 (adjusted R 2 ) 값을명시하 였다. 마지막으로, CUSUM 검정 (Cumulative Sum test) 와 CUSUMSQ 검정 (Cumulative Sum Squared test) 을통하여계수의안정성을확인하였다. 모 형설정검정결과는부록 B-2 에별도로첨부하였다. 제 2 절실증분석 : 2000 년 1 분기부터 2015 년 4 분기까지 이전절에서 1995 년부터 2015 년까지연단위자료를이용하여분석하였 다. 그결과예상한것과다르게원화의실질절하가무역수지를악화시키는 경우가무역수지를개선시키는경우보다많은것으로확인되었다. 이것이 적은관측치 (observation) 수나외환위기전후의구조적변화에기인한결 과일것이라고생각되어이번절에서는 2000 년 1 분기부터 2015 년 4 분기까 지의분기별자료를이용하여실증분석을실시하였다. 대한민국의품목별 대미수출과수입은관세청의무역통계자료를이용하였고, 대한민국의실 32

40 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 질 GDP, 미국의실질 GDP, 대한민국의 CPI, 미국의 CPI, 그리고원 / 달러명 목환율은 IMF 의통계자료를이용하였다. 3 수출과수입자료에대하여각각 US Census X-13 을이용하여계절조정 을한후, 무역수지를계산하였다. 이과정을통하여전체 96 개품목중 84 개에대하여무역수지를구할수있었다. HS 코드기준으로 02, 05, 10, 14, 23, 26, 31, 45, 46, 47, 66, 78 번품목의경우, 분기별자료에서수입이나수 출에 0 을포함한관측치가존재하여계절조정이가능하지않았다. 아래 [ 그림 5] 는대한민국의대미무역수지추이, 원 / 달러실질환율추이, 대한민국의실질 GDP 추이, 그리고미국의실질 GDP 추이를나타낸다. [ 그림 5] 대미무역수지, 원 / 달러실질환율, 한국과미국실질 GDP 백만달러 전체무역수지 원 / 달러실질환율 글로벌금융위기에따른데이터상의구조적단절 (structural break) 의존재가능성을고려하여 2000년 1분기부터 2007년 4분기까지의분기별자료를이용하여실증분석을하였으나, 주요품목을포함한대부분의품목에대하여결과의변화를확인하지못하였다. 33

41 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 2000Q1 2001Q3 2003Q1 2004Q3 2006Q1 2007Q3 2009Q1 2010Q3 2012Q1 2013Q3 2015Q1 대한민국실질 GDP 십억달러 미국실질 GDP 십억달러 출처 : 관세청및 IMF 단위근검정 (Unit root test) 앞서 에서와마찬가지로, 변수들중에 I(2) 변수가존재하면 Pesaran et al.(2001) 의방법을적용할수없기때문에공적분검정을하기에앞서 모든변수들에대하여단위근검정을실시하였다. 추가된디키 - 풀러검정 (Augmented Dickey-Fuller test, ADF test) 를이용하 여각변수의로그변환된수준 (level) 변수와차분 (first difference) 변수에 대하여단위근검정을실시하였다. 검정결과, 독립변수인한국의실질 GDP, 미국의실질 GDP, 그리고원 / 달러실질환율에대하여모두 I(1) 변수로나타 났고, 전체무역수지와품목별무역수지는 I(0) 변수또는 I(1) 변수로나타났 다. I(2) 변수는확인되지않았다. 아래 [ 표 8] 은전체무역수지, 원 / 달러실질 환율, 한국의실질 GDP 와미국의실질 GDP 에대한검정결과이고, [ 표 9] 는 HS 코드기준으로품목별무역수지에대한검정결과이다. 34

42 [ 표 8] ADF 검정 : 한국과미국의실질 GDP, 실질환율, 무역수지 변 수 ADF(0) ADF(1) 변 수 ADF(0) ADF(1) 전체무역수지 *** 한국실질 GDP *** 원 / 달러실질환율 *** 미국실질 GDP *** 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서단위근을갖는다는귀무가설을기각하는경우이다. [ 표 9] ADF 검정 : 품목별무역수지 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) *** *** *** * -9.38*** *** *** *** *** *** * -9.29*** ** *** 2.79*** 10.27*** *** *** *** *** *** *** *** *** -7.86*** *** *** *** *** * -6.09*** *** *** *** *** *** * *** *** *** *** *** *** *** -6.69*** *** *** *** *** * *** ** -6.85*** *** *** *** *** *** *** *** *** *** 4.68*** -8.11*** *** * -7.79*** *** ** -9.22*** *** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

43 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) 품목 ADF(0) ADF(1) *** *** *** -9.55*** *** *** *** 2.87*** -9.08*** *** *** -7.90*** * -8.65*** *** *** *** *** * -8.95*** ** *** *** ** * 11.41*** 12.48*** *** *** 4.77*** -7.77*** 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서단위근을갖는다는귀무가설을 기각하는경우이다 공적분검정 (Bounds test) 공적분검정은앞서본것과같은절차에의하여실시하였다. 우선, 각변 수들의최고차수 (maximum lag order) 를설정하고 Akaike s Information Criterion(AIC) 에의하여최적차수 (optimum lag) 를선택하였다. 여기서는 최고차수를 6 기로설정하였다. 그다음최적차수를적용한 ARDL 의오차수 정모형에대하여공적분검정을실시하였다. 전체무역수지와품목별무역수지에대한최적차수와그에따른 F- 통계 량은아래 [ 표 10] 과같다. [ 표 10] 공적분검정 : 품목별무역수지 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 전체 (6,6,6,0) (1,4,0,0) (5,2,6,1) (1,0,1,0) (3,0,0,4) (3,0,4,0) (2,0,0,0)

44 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 품목 opt lag F-test 04 (2,4,1,0) (1,0,3,0) (5,0,0,0) (5,2,4,6) (4,4,4,5) (1,1,1,3) (2,0,4,0) (1,0,0,0) (3,0,3,0) (4,5,5,5) (2,3,6,4) (4,1,5,1) (1,3,4,5) (1,0,0,0) (5,6,0,0) (2,6,6,0) (1,0,0,0) (3,0,1,6) (6,2,2,0) (3,0,3,3) (5,0,0,0) (1,0,0,0) (6,5,0,6) (6,6,6,6) (1,0,0,0) (2,0,2,0) (5,6,6,2) (1,0,0,0) (1,0,2,0) (4,0,0,0) (1,2,1,5) (5,0,1,3) (6,6,4,1) (6,3,0,3) (6,0,6,1) (1,0,0,0) (5,5,5,0) (4,0,1,0) (6,6,6,1) (2,0,6,3) (4,4,2,1) (1,2,0,0) (2,0,0,0) (1,0,0,0) (2,4,0,4) (1,0,0,0) (1,2,,0,0) (2,4,1,2) (3,0,2,2) (4,4,0,4) (1,0,0,0) (4,0,0,0) (2,2,6,5) (1,6,3,6) (4,3,5,5) (2,2,2,0) (2,6,3,5) (3,2,5,2) (1,0,0,0) (1,1,6,0) (5,5,0,5) (2,1,2,0) (6,5,5,4) (1,3,0,0) (1,1,1,0) (1,0,2,0) (1,0,0,0) (1,0,1,1) (4,1,6,0) (2,0,0,0) (1,6,3,5) (5,0,2,0) (1,0,5,1) (1,4,1,0) (4,3,0,2) (4,5,6,4) (1,0,0,0) (1,4,6,6) ) 최적차수 (optimum lag) 는최고차수를 6 기로설정한후 Akaike s Information Criterion(AIC) 기준에의하여구하였다. 2) F-통계량에대한임계치는유의수준 5% 에서 [2.79, 3.67] 로, 유의수준 10% 에서 [2.37, 3.2] 이다. 유의수준 5% 에서의고임계치는 3.67 로, 유의수준 10% 에서의고임계치는 3.2 로주어졌다. 품목별무역수지중에서는 52 개품목에대하여공적분관 계가존재함을확인하였고, 확인된품목들은 HS 코드기준으로 01, 06, 07, 08, 09, 11, 13, 16, 17, 18, 19, 20, 22, 27, 30, 32, 34, 35, 36, 38, 39, 40, 43, 37

45 44, 48, 50, 51, 52, 53, 54, 55, 58, 60, 61, 64, 65, 67, 68, 71, 73, 74, 75, 79, 84, 87, 88, 89, 90, 91, 93, 96, 97 이다 추정결과 공적분관계가존재하는품목들에대하여실증분석한결과를아래 [ 표 11] 에정리하였다. [ 표 11] 단기효과와장기효과계수추정치 품목 Short-Run Effect 38 Long-Run Effect log RER t log RER t 1 log RER t 2 log RER t 3 log RER t 4 log RER t 5 C log Y KR log Y US log RER 6.33 (6.31) 17.21** (6.78) 3.58 (4.72) (5.83) (3.35) (6.72) 2.44 (2.71) (1.70) 3.19 (2.68) 6.84 (4.47) (1.46) (1.47) 2.29 (1.89) 5.02 (5.18) (2.21) (1.27) 1.52 (1.72) 7.25*** (1.74) ** (6.70) 16.12*** (5.20) (3.33) 3.52 (2.67) 3.06 (4.82) 1.10** (0.45) 23.41*** (5.44) 8.31*** (1.84) 5.39* (2.81) 15.70*** (4.96) 3.97 (3.11) -3.11*** (0.89) -9.73** (4.16) -1.75*** (0.45) 11.81** (5.21) 7.62*** (1.67) 7.98*** (2.76) 16.72*** (4.70) -3.54*** (1.05) (0.83) -3.31** (1.59) 8.08*** (1.84) 7.30*** (2.27) 14.01** (5.57) -2.28** (1.03) -2.04** (0.81) -4.65*** (1.63) 3.51 (2.15) (69.54) 6.45 (4.39) (11.15) 3.51 (2.87) * * (271.94) (16.78) (43.23) (7.38) (79.52) (6.55) (15.29) (5.73) *** (28.76) (1.76) (4.58) (1.05) *** *** 24.08*** -8.44*** (34.92) (2.15) (5.55) (1.22) * * * (396.71) (25.27) (63.46) (11.73) * ** (24.24) (1.71) (4.19) (1.27) * (25.38) (1.82) (4.44) (1.40) ** -9.87*** 19.45*** -3.00** (43.00) (2.58) (6.68) (1.48) ** (76.05) (4.52) (11.75) (3.00) ** (28.11) (1.76) (4.51) (1.13) ** (27.42) (2.05) (4.91) (1.43) 46.68*** 5.29*** *** 4.31*** (14.87) (1.07) (2.61) (0.82) * 15.55* -6.29*** (56.93) (3.51) (9.10) (1.89) 92.92** *** (42.22) (2.64) (6.73) (1.73) ** -2.89*** 6.96*** -3.07*** (13.93) (1.00) (2.44) (0.77) *** (20.08) (1.43) (3.50) (1.13) *** ** 0.71 (48.84) (2.72) (7.56) (1.48)

46 39 품목 Short-Run Effect Long-Run Effect log RER t log RER t 1 log RER t 2 log RER t 3 log RER t 4 log RER t 5 C log Y KR log Y US log RER *** (8.46) (936.91) (87.13) (194.59) (65.14) (1.56) (12.09) (0.85) 1.22 (2.08) 0.35 (0.66) *** (0.82) -3.03*** (0.78) -1.79** (0.78) -3.39*** (0.82) -0.63** (0.24) *** (4.61) -2.64*** (0.28) 8.42*** (0.73) -1.13*** (0.17) (1.32) 8.32 (16.96) 1.99 (1.22) (2.98) 2.15** (0.93) (7.01) (59.98) *** (4.30) 20.54* (10.51) -7.74** (3.29) ** (1.83) (0.57) 1.63*** (0.57) 1.61 (119.81) 9.36 (12.92) (26.99) (12.85) ** (1.12) (0.90) 0.45 (0.76) 1.36* (0.78) 2.86*** (1.02) -0.66** (0.26) (10.47) -2.70*** (0.53) 5.12*** (1.45) -2.54*** (0.38) (5.96) * (35.15) (2.44) 9.55 (6.01) (1.87) (9.67) 2.06 (2.72) 8.51*** (2.72) ( ) (269896) (767508) (150100) (2.13) (13.10) (0.97) (2.33) -1.47* (0.77) (8.57) (52.28) 4.83 (3.63) (8.94) 5.19* (2.77) (1.59) (29.10) -5.23*** (1.84) 8.85* (4.70) -4.81*** (1.10) (1.81) * (23.84) -6.48*** (1.72) 13.99*** (4.19) -7.24*** (1.32) (4.08) *** (4.05) (1.23) (1.36) 2.42** (1.19) (44.18) 3.41 (2.82) (7.17) 4.15** (1.72) (3.06) (27.00) -4.10** (1.94) 9.82** (4.73) -3.65** (1.48) (1.36) ( ) (567.89) ( ) (532.36) *** (2.37) 5.16** (2.04) (1.93) 7.81*** (1.85) 4.87** (2.13) (52.66) -9.83*** (3.07) 8.66 (8.09) *** (1.72) (2.38) ** (38.93) -5.07** (2.43) (6.20) -7.22*** (1.48) (6.09) (35.29) -6.11** (2.51) 10.96* (6.16) -5.77*** (1.91) (1.22) *** (17.33) (1.23) 6.61** (2.99) (0.93) *** (3.74) 0.06 (1.13) 2.04* (1.13) (68.64) (4.51) 5.22 (11.32) (2.91) (2.48) (30.44) 3.27 (2.25) (5.54) 2.17 (1.78) *** (1.55) ** (14.80) 4.79*** (0.96) -4.50* (2.40) 6.70*** (0.66) (8.26) 0.10 (2.61) (2.53) (2.49) -7.93*** (2.45) 6.67*** (2.33) (71.11) 5.58 (4.47) 0.19 (11.37) 9.20*** (2.88) * (21.88) (18.56) *** (16.25) (16.17) ** (21.99) 45.56** (19.64) 7.19 (143.90) (8.29) 9.83 (22.13) (4.61) *** (1.25) (28.70) 4.89** (2.09) * (4.97) 4.47*** (1.34) *** (0.97) -2.59** (1.06) (14.90) -1.66* (0.91) 2.22 (2.36) -1.23** (0.55) (5.15) (55.99) 4.36 (4.00) (9.78) 4.34 (3.01) ** (39.94) *** (38.46) *** (33.15) *** (33.64) * (34.48) ** (34.20) * (260.50) (15.05) * (40.03) 15.30* (7.93) (1.66) 0.22 (1.39) (1.30) 0.03 (1.29) -5.36*** (1.46) (36.92) 0.77 (2.26) (5.78) -3.43** (1.62) (4.68) 6.94 (66.17) (4.68) 3.36 (11.43) (3.79)

47 품 Short-Run Effect Long-Run Effect 목 log RER t log RER t 1 log RER t 2 log RER t 3 log RER t 4 log RER t 5 C log Y KR log Y US log RER (7.643) (57.81) (4.03) (9.91) (3.04) *** 58.82*** *** (1.35) (1.55) (12.23) (0.77) (1.97) (0.49) *** 7.38*** 13.42*** (8.88) (8.25) (8.31) (8.57) (2.48) (2.69) (82.56) (5.07) (13.02) (2.83) 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서귀무가설을기각하는경우를 뜻한다. 2) 괄호안의숫자들은각각추정계수의표준편차를의미한다. 먼저, 단기효과에대해서보도록하자. 원화의실질절하에대하여단기에 서무역수지에긍정적인영향을받는품목이 9 개 (HS 코드기준으로 35, 36, 51, 57, 71, 74, 84, 96, 97), 단기에서부정적인영향을받는품목이 10 개 (HS 코드기준으로 24, 25, 28, 39, 80, 82, 86, 87, 89, 92) 로나타났다. 이외에시 차가변함에따라실질환율의영향이바뀌는경우가많이나타났다. 장기효과부터살펴보면, 달러에대한원화의실질가치하락이무역수지 에대해양 (+) 의효과를보일것으로예상하였고, 9 개산업 (HS 코드기준으 로 13, 22, 40, 53, 58, 74, 75, 84, 89) 에서실질환율의영향이유의하게양 (+) 으로나타났다. 반면, 20 개산업 (HS 코드기준으로 08, 09, 17, 18, 20, 27, 30, 32, 39, 43, 48, 52, 54, 55, 60, 64, 65, 67, 87, 90) 에서실질환율이무역수지 에유의하게음 (-) 의효과를미친것으로나타났다. 이는앞에서연단위자 료를통하여살펴본결과와비슷한결과이다. 원화의실질절하가장기적으 로무역수지를개선시키는품목들보다오히려무역수지를악화시키는품목 들을더많이확인하였다. 40

48 대한민국의실질 GDP 가무역수지에미치는영향에대해서는음 (-) 의효 과를보일것으로기대하였고, 실증분석결과전체무역수지와 17 개산업 (HS 코드기준으로 09, 11, 16, 17, 19, 27, 32, 39, 43, 48, 54, 55, 60, 64, 65, 67, 87) 에서기대에부합하는유의한결과를보였다. 미국의실질 GDP 가무 역수지에미치는영향에대해서는양 (+) 의효과를보일것으로기대하였고, 실증분석결과전체무역수지와 14 개산업 (HS 코드기준으로 09, 11, 16, 27, 32, 35, 39, 43, 48, 54, 55, 60, 67, 68) 에서유의하게양 (+) 의효과가나타났 다. 앞서두가지의실증분석결과, 실질환율이무역수지에미치는영향을긍 정적인결과보다는부정적인결과를더많이확인할수있었다. 이는기대 했던것과는다른결과이다. 이러한현상이경쟁국관계에있는일본과중 국의영향을고려하지못하여발생했을수있다고생각하여추가적인실증 분석을실시하였다. 이에대하여다음절에서살펴보도록하자 에서소개한여러방법을통하여모형설정검정 (diagnostic test) 을 실시하였다. 모형설정검정결과는부록 C-2 에별도로수록하였다. 41

49 제 3 절추가실증분석 일반적으로원화가달러에대하여실질가치가절하하면이는해외시장에 서국가의가격경쟁력을높여무역수지에긍정적인영향을미칠것이라생 각한다. 그러나두차례의실증분석결과무역수지에대한실질환율의영 향은기대했던긍정적인영향보다는부정적인영향을보이는경우가더많 았다. 이는해외시장과국내시장에서교역국들사이의치열한경쟁관계 로부터기인했을수있다고생각하였다. 이번절에서는엔 / 달러실질환율과위안 / 달러실질환율을모형에추가로 도입하여실질환율의영향을다시확인해보고자한다. 엔 / 달러실질환율과 위안 / 달러실질환율은 IMF 와 OECD 에서각국가의명목환율자료와 CPI 지 수를이용하여계산하였다. 그러나 ADF 검정을통하여위안 / 달러실질환율 이 I(2) 변수로확인되었기때문에원 / 엔실질환율과원 / 위안실질환율을추 가적으로도입하였다. 원 / 엔명목환율과원 / 위안명목환율은한국은행의자 료를이용하였다. 아래 [ 그림 6] 은원 / 달러실질환율추이, 엔 / 달러실질환율추이, 원 / 엔실 질환율추이, 위안 / 달러실질환율추이, 그리고원 / 위안실질환율추이를나 타낸다. 42

50 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 2000Q1 2001Q2 2002Q3 2003Q4 2005Q1 2006Q2 2007Q3 2008Q4 2010Q1 2011Q2 2012Q3 2013Q4 2015Q1 [ 그림 6] 엔 / 달러, 원 / 엔, 위안 / 달러, 원 / 위안실질환율 엔 / 달러실질환율 원 / 엔실질환율 위안 / 달러실질환율 원 / 위안실질환율 출처 : IMF, OECD, 한국은행 단위근검정을실시한결과, 엔 / 달러실질환율은 I(1) 변수로확인되었고 위안 / 달러실질환율은 I(2) 변수로확인되었다. 따라서, 위안 / 달러실질환율은 분석에이용할수가없었다. 따라서, 원 / 엔실질환율과원 / 위안실질환율에 대하여단위근검정을실시하였고, 두변수모두 I(1) 변수로확인하였고, 이 변수들을추가하여실증분석을실시하였다. 아래 [ 표 12] 에각실질환율의 단위근검정결과를정리하였다. 43

51 [ 표 12] ADF 검정 : 엔 / 달러, 위안 / 달러, 원 / 엔, 원 / 위안실질환율 변 수 ADF(0) ADF(1) 변 수 ADF(0) ADF(1) 엔 / 달러실질환율 ** 원 / 엔실질환율 *** 위안 / 달러실질환율 원 / 위안실질환율 *** 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서단위근을갖는다는귀무가설을 기각하는경우이다. 각변수를추가적으로도입하였을때나타나는원 / 달러실질환율의장기 효과계수추정치를비교해보았다. 4 [ 표 13] 원 / 달러실질환율의장기효과계수추정치비교 품목본모형엔 / 달러도입원 / 엔도입원 / 위안도입 전체 (2.87) (7.38) (5.73) -4.08*** (1.05) -8.44*** (1.22) (11.73) 0.82** (0.40) 3.21 (3.09) 20.36** (8.13) 0.12 (6.35) -5.27*** (1.00) -8.56*** (1.57) ** (4.57) 1.06** (0.52) (3.73) 22.16*** (7.44) 0.22 (7.16) -6.23*** (1.48) -8.59*** (1.83) ** (6.64) (8.20) 11.46*** (3.12) (12.17) (15.62) 1.43 (2.47) (2.21) 4.54 (23.51) 원 / 엔, 원 / 위안 도입 4.94 (10.04) 6.93 (6.95) 9.16*** (2.96) (8.05) ( ) (5.69) (7.24) 33.85*** (11.86) ** (1.27) 1.70 (1.38) 1.08 (1.61) (1.81) -3.98** (1.84) 4 공적분검정을통하여공적분관계를확인할수없는경우표에장기효과 계수추정치를정리하지않았다. 다른변수의장기효과계수추정치결과는부록 D 에별도로첨부하였다. 44

52 45 품목본모형엔 / 달러도입원 / 엔도입원 / 위안도입원 / 엔, 원 / 위안도입 (5.77) (6.33) (6.65) (17.69) (1.40) 0.86 (2.25) ** (1.48) -4.69*** (1.57) -5.61*** (1.87) 2.15 (5.06) 6.65 (7.27) ** (3.00) 1.98 (8.45) 0.57 (6.72) (12.61) 49.43*** (15.78) (1.13) 0.85 (1.38) 1.41 (1.59) 0.06 (2.85) 12.04*** (3.34) ** (1.43) -1.95** (0.94) -2.44** (1.10) 3.79* (2.19) 1.72 (2.98) ** (3.70) 7.46** (3.69) *** (0.82) 1.83*** (0.43) 0.60 (0.41) (127.15) 5.51*** (1.15) (2.79) (2.99) 19.96** (9.71) (6.97) (2.73) 6.87** (3.22) *** (1.89) -5.31** (2.40) -4.88* (2.73) (3.10) (4.32) *** (0.37) 2.50*** (0.49) -6.29*** (2.01) (3.42) (7.67) (9.28) (6.01) *** (1.73) -7.17*** (2.07) -7.19*** (2.47) 4.02 (3.12) (4.72) *** (0.77) -2.38*** (0.69) -2.02** (0.82) -5.55*** (1.41) -3.35** (1.38) (1.97) 6.17* (3.44) 8.29 (5.32) (1.13) 1.66 (1.26) 1.15 (1.14) 5.03** (2.32) 1.11 (4.09) (1.48) (4.89) (5.98) (2.94) 4.20 (7.73) (65.14) 28.03*** (5.84) 28.66*** (5.55) (27.30) (18.69) *** (2.14) 14.00*** (1.80) * (7.93) 8.29** (3.63) (0.66) 0.83 (0.75) 1.10 (0.88) -3.56* (1.96) (2.97) *** (0.17) -1.09*** (0.22) -1.08*** (0.26) (0.48) 0.07 (0.63)

53 품목본모형엔 / 달러도입원 / 엔도입원 / 위안도입 ** (0.93) -7.74** (3.29) (12.85) -2.54*** (0.38) (1.87) (150100) -1.47* (0.77) 5.19* (2.77) -4.81*** (1.10) -7.24*** (1.32) 4.15** (1.72) -3.65** (1.48) (532.36) 1.37 (0.88) 2.89 (3.73) 6.90*** (1.95) (1.90) 1.28 (3.41) (1.47) 8.98* (4.80) -5.07*** (1.51) 8.21*** (1.33) 1.27 (1.31) 0.01 (0.80) (0.82) 2.07 (2.25) 1.64 (8.60) 1.01 (1.04) *** (2.43) 0.13 (4.18) 9.17*** (2.45) -2.31*** (0.68) -6.62** (3.13) (1.80) 13.10** (5.68) -5.13*** (1.81) (1.85) 10.01*** (1.65) 0.13 (1.49) (0.96) (0.97) 3.16 (2.30) 5.18 (11.24) 3.55** (1.62) 3.65 (2.97) *** (7.47) (6.48) (195.96) (3.79) (963.88) 2.27 (3.47) 30.28*** (4.17) (2.10) -5.20* (2.60) -7.81*** (2.10) *** (5.81) 6.89 (5.51) -6.64** (2.80) *** (7.23) 원 / 엔, 원 / 위안 도입 (2.12) 25.48* (12.52) (28.21) (6.30) 15.54** (6.41) 2.70 (2.15) (7.98) 15.11** (6.06) 0.64 (5.34) 5.24 (3.85) (4.69) -6.77*** (1.87) 9.63* (5.07) *** (3.11) 4.34** (1.63) -3.22* (1.86) (7.71) (11.99) *** (1.72) -9.00*** (1.39) -8.15*** (1.79) *** (5.01) *** (2.88) 46

54 품목본모형엔 / 달러도입원 / 엔도입원 / 위안도입 *** (1.48) -5.77*** (1.91) (0.93) (2.91) 2.17 (1.78) 6.70*** (0.66) 9.20*** (2.88) -7.76*** (1.39) (2.44) 0.23 (1.07) 3.01** (1.44) (1.99) 6.26*** (0.66) 7.47* (3.81) -6.92*** (1.52) -4.68* (2.59) 1.13 (1.02) (1.32) 1.42 (1.27) 5.17** (2.35) 6.71*** (0.91) 4.79 (5.51) 1.59 (3.90) *** (5.43) -3.07* (1.57) *** (3.55) (5.60) 0.39 (5.61) 1.57 (2.55) 7.89 (6.68) 원 / 엔, 원 / 위안 도입 (8.37) ** (9.23) (4.10) (2.77) *** (4.18) (6.64) (4.18) (12.48) (4.61) 3.70 (4.95) 6.82 (5.97) (18.36) (18.09) (4.66) (5.95) 47.42*** (12.67) (16.75) (1.67) (1.61) (4.77) *** (0.45) 2.46*** (0.61) -3.71** (1.58) -1.26* (0.65) (1.33) 0.22 (1.63) (5.74) *** (1.34) 2.96*** (0.74) 2.36*** (0.60) 5.31 (6.95) 1.86 (1.70) (4.53) *** (11.44) (23.77) ** (0.55) -2.11*** (0.39) -2.42*** (0.46) 0.71 (1.04) 1.08 (0.64) (3.01) 8.21** (3.13) 10.22** (3.83) ** (11.62) ** (7.69) * (7.93) 23.08** (10.19) 24.93** (11.94) (24.97) (55.55) 47

55 품목본모형엔 / 달러도입원 / 엔도입원 / 위안도입 ** (1.62) (3.79) 4.52 (3.04) (0.49) 3.67 (2.83) (3.58) 0.09 (3.64) 1.60 (2.52) 5.65*** (1.46) 1.98 (1.29) (1.93) (4.13) 1.41 (4.15) 5.47* (2.95) 5.32** (2.01) 1.66 (1.64) -1.26* (0.72) (2.57) (4.02) (30.51) -5.48** (2.05) (3.91) (4.31) 0.38 (1.59) *** (4.87) 원 / 엔, 원 / 위안 도입 4.30 (6.10) 38.60** (14.46) -3.28* (1.70) 15.33** (5.82) 6.57 (6.92) (4.55) 4.74 (3.01) ** (5.77) 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서귀무가설을기각하는경우를뜻한다. 2) 괄호안의숫자들은각각추정계수의표준편차를의미한다. 3) 본모형은 2001 년 1 분기부터 2015 년 4 분기까지의자료를이용한추정결과의값을나타낸다. 4) 공적분검정을통하여공적분관계를확인할수없는경우표에해당하는장기효과계수추정치를표시하지않았다. 앞에서분기자료를이용하여분석했을때, 원 / 달러실질환율상승이무역 수지를개선하는효과는 9 개품목에서나타났다. 엔 / 달러실질환율변수를 추가한경우 17 개품목에서, 원 / 엔실질환율변수를추가한경우 17 개품목 에서, 원 / 위안실질환율변수를추가한경우 8 개품목에서, 원 / 엔실질환율 과원 / 위안실질환율변수를추가한경우 15 개품목에서, 원 / 달러실질환율 상승이무역수지에긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 반면, 기대와 다르게나타난경우는본모형에서 20 개품목, 엔 / 달러실질환율변수를추 가한모형에서 13 개품목, 원 / 엔실질환율변수를추가한모형에서 18 개품 48