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희라 망절
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1 한국항만경제학회지제 23 권제 1 호 ( ) Journal of Korea Port Economic Association, Vol.23(1), 2007, pp.1~18 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 최봉호 * 1) A Study on the Relation Exchange Rate Volatility to Trading Volume of Container in Korea Bong-Ho Choi 목 Ⅰ. 서론 Ⅱ. 환율변동성과컨테이너물동량간의이론모형 Ⅲ. 환율변동성도출 차 Ⅳ. 환율변동성의컨테이너물동량에의영향 Ⅴ. 인과관계와충격반응및분산분해 Ⅵ. 요약및결론 Key Words : Exchange Rate Volatility, Trading Volume of Container, GARCH model, Error Correction Model, Impulse Response Abstract The purpose of this study is to examine the effect of exchange rate volatility on Trading Volume of Container of Korea, and to induce policy implication in the contex of GARCH and regression model. In order to test whether time series data is stationary and the model is fitness or not, we put in operation unit root test, cointegration test. And we apply impulse response functions and variance decomposition to the structural model to estimate dynamic short run behavior of variables. The major empirical results of the study show that the increase in exchange rate volatility exerts a significant negative effect on Trading Volume of Container in long run. The results Granger causality based on an error correction model indicate that uni-directional causality between trading volume of container and exchange rate volatility is detected This study applies impulse response function and variance decompositions to get additional information regarding the Trading Volume of Container to shocs in exchange rate volatility. The results indicate that the impact of exchange rate volatility on Trading Volume of Container is negative and converges on a stable negative equilibrium in short-run. Th exchange rate volatility have a large impact on variance of Trading Volume of Container, the effect of exchange rate volatility is small in very short run but become larger with time. We can infer policy suggestion as follows; we must mae a stable policy of exchange rate to get more Trading Volume of Container 논문접수 : 심사완료 : 게재확정 : * 부산광역시의회정책연구실선임연구위원, imcbh@hanmail.net - 1 -

2 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) Ⅰ. 서론 우리나라컨테이너물동량은환적컨테이너물동량의증가 1) 에힘입어총물동량이 1999 년 6,973천 TEU에서 2001년 9,990천 TEU, 2003년 13,186천 TEU, 2004년 14,522천 TEU를기록하는등지속적인증가세를유지하고있으나순수한수출과수입컨테이너물동량은 1999년 5,747천 TEU에서 2002년 7,355천 TEU 2004년 9,024천 TEU로서총컨테이너물동량에서수출입물동량이차지하는비중은 1999년 82.41% 에서 2004년에는 62.13% 로크게감소하고있다. 그리고우리나라항만의환적물동량비중은장기적으로보면상하이, 칭다오, 선전등중국주요항의물류중심화가진전됨에따라감소할것으로예상된다 2). 따라서우리나라컨테이너물동량은환적컨테이너물동량의확보에의존하기보다는환적컨테이너물동량을제외한순수한컨테이너수출입물동량의증가에더관심을기울여야할것이다. 이러한측면에서컨테이너물동량의확보를위해서는우리나라의컨테이너수출입물동량에영향을미치는중요변수를도출하여이를정책적으로관리하는것이중요할것으로판단된다. 이와관련하여특히외환위기이후원화가치가대폭절하되고자유변동환율제도로전환됨에따라환율변동폭이심화됨으로써상품수출입과높은상관관계가있는컨테이너물동량의결정에환율이중요한변수로등장하였다. 말하자면환율의컨테이너물동량에대한영향이커짐에따라특히외환위기이후환율변동성의컨테이너물동량에대한영향이중요한관심사가되고있다. 따라서본연구에서는환율의컨테이너물동량에대한영향의비중을고려하여외환위기이후환율변동성이커짐에따라컨테이너물동량도상당히영향을받은것으로예상되기때문에환율변동성의컨테이너물동량에대한장단기적영향을체계적으로분석하고시사점을도출하고자한다. 이를위하여환율의변동성이컨테이너물동량에미치는장기적영향을분석하기위하여컨테이너물동량과환율변동성등컨테이너물동량에영향을미치는변수들간의분석모형을구축한다. 그런다음환율변동성을도출하기위하여 GARCH모형을이용하여우리나라의환율변동성모형을분석한다. 물론구축된모형을분석하기이전에설정된변수들과모형의안정성검정을위하여단위근검정과공적분검정을실시한다. 또한환율의변동성이컨테이너물동량에미치는동태적영향을보기위해오차수정모형과충격반응및분산분해를실시하고마지막으로결론과시사점을도출한다. 1) 환적컨테이너물동량은 1999 년 932 천 TEU 에서 2001 년에는 3,111 천 TEU 그리고 2004 년에는 5,159 천 TEU 로증가하였는데전체물동량에서차지하는비중은 1999 년 13.36% 에서 2004 년에는 35.52% 로대폭증가하였다 2) 정봉민, 동북아지역의환적구조및환적수요변화에대한고찰, 월간해양수산 통권제 247 호, , pp.52~54-2 -

3 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 Ⅱ. 환율변동성과컨테이너물동량간의이론모형 수출입컨테이너물동량 3) 의추정과예측을위해서기존의수출입함수모형이론을이용한다. 전통적인수출함수이론에따라수출함수는세계수입수요, 상대수출단가로구성하였다. 식 (1) 에서세계수입수요 4) 가증가할수록우리나라의수출상품에대한수요가증가할것으로예상되므로세계수입수요는수출에대하여정 (+) 의부호가예상된다. 그리고수출재의상대가격은해외물가가상승하거나환율이상승하면하락하게되며수출재의상대가격이하락하면수출이증가하므로해외물가와환율은수출과는정 (+) 의관계가예상된다. X=X(WMQ, (XP/P * *E)) (1) 여기서 WMQ : 세계수입수요, XP : 수출재가격, P* : 해외국의물가수준, E : 환율을나타낸다. 한편수입물량은국내실질소득과수입재의상대가격에의해서결정된다. 물론수입재에대한수요는국내실질소득과정 (+) 의관계를갖고수입재의상대가격과는부 (-) 의관계가예상된다. M=M(Y,(E *MP * /P)) (2) Y : 국내실질소득, MP * : 외국통화로표시한수입재의가격, P : 국내가격 따라서수출입방정식을이용한컨테이너물동량의총량에대한행태방정식은다음과같이식 (3) 으로표시된다. CT =(Y, WMQ,(XP/P * *E), (E*MP * /P)) (3) 국내소득이하락 ( 상승 ) 하면수요감소 ( 증가 ) 로인하여컨테이너물동량이감소 ( 증가 ) 하며세계수입증가에의한국내재화의수요증가는재화의수출증가를초래하므로컨테이너물동량이증가하게된다. 그리고환율이상승하게되면상대가격의차이에의하여컨테이너물동량의수출이증가하고수입이감소하는데컨테이너총물동량은수출물동량과수입물동량의크기에의해서결정된다. 3) 본연구의컨테이너물동량은순수한수출입컨테이너물동량으로서환적컨테이너물동량은포함하지않는다. 4) 여기서는세계수입수요에대한대리변수로서우리나라주요수출상대국의산업생산지수를가중평균하여사용하였다

4 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) 이론모형과본논문에서분석하려고하는환율변동성의컨테이너물동량에대한영향등을고려하여다음과같은실증분석모형을도입한다. 그리고월별분석에해당하는월별국내소득의데이터입수가불가하여국내소득의대리변수로국내산업생산지수를이용한다. 세계수입은세계경기와밀접한관련이있으므로세계경기의대리변수로서우리나라주요수출국의산업생산지수를사용한다. LCT t =β 0 +β 1 LWB t +β 2 LKB t +β 3 LER t +β 4 VER t +β 5 e t (4) 단, LCT: 컨테이너물동량의자연대수, LWB: 세계경기의자연대수, LKB: 국내경기의자연대수, LER: 환율의자연대수, VER t : GARCH모형에서구한환율변동성을각각나타낸다. Ⅲ. 환율변동성도출 시계열자료의조건부분산 (conditional variance) 으로측정되는변동성이시간의흐름에따라변화하고또한일정시점에서외부의충격으로변동성이크게증가하였을때그효과가상당기간파급되어나타나는경우오차를안정적인 (stationary) 확률과정으로취급하여조건부분산이일정하다고가정하는것은적절하지않다. 따라서이러한변동성을분석할수있게가장흔히이용되는모형이 Eagle(1982) 에의해서도입된 ARCH (autoregressive conditional heteroscedasticity: 자기회귀적조건부이분산모형 ) 모형과 Bollerslev(1986) 의 GARCH(generalized ARCH) 모형이다. ARCH모형과 GARCH모형은평균방정식과조건부분산방정식으로구성된다. ARCH모형에서조건부분산은과거오차항제곱의선형함수로서식 (5) 와같이표현된다. p h t =β 0 + β 1 ε 2 (5) t-i ARCH모형은추정해야할모수의수가많아지는단점때문에대안으로서 Bollerslev(1896) 은 ARCH모형을일반화한 GARCH모형을제시하였다. GRACH모형은적은수의모수를추정하면서도 ARCH모형의추정에못지않은효과를가지게된다. GARCH 모형에서조건부분산은전기의오차제곱항 (ARCH항) 과전기의조건부분산 (GARCH항) 으로표시되며이는식 (6) 과같이표현된다. h t =β 0 +β 1 ε 2 t-1 +β 2 h t-1 (6) 위식에서 β 0 +β 1 는변동성의지속정도를나타내는데그값이 1 에가까울수록현재발 - 4 -

5 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 생하는변동성의충격이지속적으로나타남을의미한다. Bollerslev와 Engle, 그리고 Wooldridge(1988) 는변동성이시간에따라변화하는리스크프레미엄으로서평균방정식에영향을준다는개념을추가하여 GARCH-M(GARCH in Mean Model) 을제시하였다. GARCH-M모형에서는평균방정식에조건부분산을설명변수로추가하여변동성의변화가평균변화율에도영향을미칠수있음을반영하였는데이를식으로나타내면다음과같다. y t =α 0 +α 1 h t +ε t h t =β 0 +β 1 ε 2 t-1 +β 2 h t-1 (7) 분석기간중의환율변동성 5) 에대한기초통계량을살펴보면평균은음 (-) 이며최대 6.47, 최소값은 -5.73으로서외환위기이후의자유변동환율제도의채택에의한환율의극심한변동으로큰차이를나타내고있다. 환율변동성을측정하는지표로서표준편차는정 (+) 의비교적큰값을보이고있다. 그리고환율변동율의분포가정규분포보다더첨예한분포를가지고있는지완만한분포를가지고있는지를나타내는척도로서의첨도 (urtosis) 를살펴보면그값이 3.98로서정규분포의첨도인 3을넘음으로써첨예한분포를하며두꺼운꼬리 (fat tail) 를가지고있는것으로나타났다. 또한 JB검정통계량에서도환율변동율이정규분포를따르지않는데 6) 이는환율변동율이랜덤 (random) 하게움직이지않은것으로나타났으며따라서조건부이분산모형인 GARCH모형에의해분석할필요성이있음을알수있다. 본연구에서는기존의대부분의시계열분석에서이용되어검증되고모수절약의원칙에어긋나지않는 GARCH(1,1) 모형을이용하여분석한다. 일반적으로조건부이분산모형의적합성을측정하는기준으로는모형의최우추정치가가장많이이용된다. 최우추정치의값이클수록모형의적합성이높다고할수있다. 그러나최우추정치의값은모수의개수나표본의개수를고려하지않은수치이므로통계모형의예측정도에는한계가있다는것을고려하여제한된범위내에서최량의모형을선택하는아케이케정보량기준 (Aie information criterion:aic) 과슈왈츠정보량기준 (Schwarz information criterion:sic) 을이용하여조건부분산모형의차수를선택하였다 7). 그결과 AIC와 SIC가가장낮은 8) GARCH(1,1)-M모형을선택하여환율의변동성을측정한다. 따라서추정에사용된 GARCH-M모형을다음과같이설정하였다. < 추정모형 1> 5) 분석에사용된환율변수는실효환율로서우리나라의주요무역상대국인미국, 일본, 중국, 홍콩의무역비중을가중치로사용하여산정하였다. 6) Jarque-Bera 통계량은 으로서 5% 유의수준에서정규분포가존재한다는귀무가설을기각하였다. 7) 이춘백, GARCH 모형을이용한우리나라주식수익률의변동성에관한실증연구, 부산대학교대학원, 1999, pp.44~45 8) 각 GARCH 모형의차수추정결과는다음의표와같다 - 5 -

6 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) de t =α 0 +α 1 h t +ε t h t =β 0 +β 1 ε 2 t-1 +β 2 h t-1 (8) 단, de t 은환율변동율을의미한다 < 추정모형 2> de t =α 0 +α 1 de t-1 +α 2 h t +ε t h t =β 0 +β 1 ε 2 t-1 +β 2 h t-1 (9) 이를토대로환율에대하여 GARCH(1,1)-M모형을적용하여환율의변동성을추정하였다. 먼저추정모형1에따른추정결과는 < 표1> 에서나타나있다. 평균방정식의추정결과에서는조건부분산항은 5% 수준에서유의적이다. 조건부분산식에서는오차항과조건부분산항의계수가각각 5%, 1% 수준에서유의적임을알수있다. 또한추정모형식에대한자기상관존재여부에대한검증을위해 Ljung-Box Q통계량과 ARCH-LM test 결과자기상관이존재하지않은것으로나타났다 9). 따라서추정모형1 에의한 GARCH(1,1)-M모형은환율의변동성을추정하기위한적절모형으로설정된것으로판단할수있다. 주 : **, * 는유의수준 1% 와 5% 를나타냄 < 표 1> GARCH 추정모형의추정결과 < 추정모형 1> de t = h t +ε t (28.366)** (2.233)* h t = ε 2 t h t-1 (1.469) (2.033)* (7.588)** < 추정모형 2> de t = de t h t +ε t (52.581)**(-2.278)* (19.374)** h t = ε 2 t h t-1 (18.194) ( ) (75.050) 구분 AIC SIC GARCH(1,1) GARCH(1,2) GARCH(2,1) GARCH(1,1)-M GARCH(1,2)-M GARCH(2,1)-M ) ARCH-LM test결과 F-statistic (Probability ), Ljung-Box Q통계량 (Probability ) 으로서 자기상관이존재하지않는다 는귀무가설을기각하지못하였다

7 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 AR(1)-GARCH(1,1)-M모형을적용한추정모형2 의추정결과에의하면평균방정식에서전기의환율은금기의환율에부 (-) 의영향을미치는것으로나타났다. 그리고환율의변동성은환율수준에정 (+) 의영향을미치며 1% 수준에서유의적인것으로나타났다. 조건부분산식에서는모든추정계수가 1% 수준에서유의적인것으로나타났고 Ljung-Box Q통계량과 ARCH-LM test 결과자기상관이존재하지않은것으로나타나환율의변동성을추정하기위해서모형이적절히설정된것임을알수있다. 한편위의결과로얻어진 GARCH variance series는환율의변동성으로측정되어컨테이너물동량과환율변동성간의관계분석에사용된다. Ⅳ. 환율변동성의컨테이너물동량에대한영향 1. 자료 각변수들의시계열은데이터의입수가능성과분석목적에맞게환율변동성이심한기간인외환위기이후기간을고려하여 1999년부터 2004년의월별자료로서계절조정이필요한변수는계절성을제거하여사용하였다. 자료는해양수산부와한국은행과통계청그리고 IMF의자료를이용하였다. < 표 2> 변수정의와자료의출처 변수정의출처 컨테이너물동량 (CT) 세계경기 (WB) 수출입컨테이너물동량으로서연안화물을제외한순수출입화물을의미함 우리나라주요수출대상국의산업생산지수를수출비중에따라가중치를부여산출 해양수산부, 해양수산통계 IMF International Financial Stati -stics 국내경기 (KB) 우리나라의산업생산지수를이용통계청, 통계정보시스템 환율 (ER) 우리나라의주요수출입대상국통화에대하여수출입비중에따라가중치를부여하여산출 한국은행, 경제통계시스템 2. 단위근및공적분검정 위의방정식을이용하여모형을추정하기에앞서분석에사용된시계열자료의안정성여부를검정하기위하여단위근 (unit root) 검정을실시한다. 왜냐하면불안정한시계열자 - 7 -

8 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) 료를가지고전통적인회귀분석을실시할경우허구적회귀 (spurious regression) 문제와통계적추정에서생기는추정치의표준오차들이편의 (bias) 를가질수있기때문이다. 시계열변수에대한단위근존재여부의검정은 ADF(Augmented Dicey-Fuller) 검정법을이용한다. 컨테이너물동량 (CT), 세계경기 (WB), 국내경기 (KB), 환율 (ER), 환율변동성 (VER) 에대한단위근검정결과는 < 표3> 과같다. < 표 3> 단위근검정결과 구분 ADF검정수준변수차분변수 LCT (2) (3)** LWB (2) (3)** LKB -1,5646(3) (2)** LER (3) (2)** VER (2) (3)** VER (5) (3)** 주 : 1) *, ** 는각각 5%, 1% 수준에서귀무가설을기각하는것으로추정됨. 2) ( ) 내는시차수를나타냄 3) VER1, VER2는각각추정모형1과추정모형2에의한환율변동성을의미함 조건부분산 (conditional variance) 인 VER2를제외한모든수준변수는 5% 및 1% 유의수준에서 ρ =1, 즉단위근을갖는다는귀무가설을기각하지못하여시계열변수가불안정적인것으로드러났다. 따라서불안정한시계열자료는허구적회귀등의문제를안고있기때문에이들시계열변수들을 1차차분하여다시 ADF검정을해보아야한다. 1차차분변수에대한단위근존재유무의분석결과단위근이존재한다는귀무가설을 1% 수준에서모두기각하고있어해당시계열이단위근이존재하지않은것으로판명되었다. 각시계열자료가단위근을갖는다는귀무가설을기각할수없으므로차분변수를가지고회귀분석을하여야한다. 하지만이러한차분변수를이용한회귀분석은장기효과를잃어버리므로회귀분석에사용된각수준변수들이서로공적분을가지고있는지를검정할필요가있다 10). 공적분검정에있어시차의결정은매우중요하고도어려운일이다. 여기서는자유도수정 (degree of freedom correction) 이이루어지는 Sims(1980) 의우도비검정을이용하여일반적인 VAR로부터유의한최소시차까지검정해내려가는방법과함께 AIC, SIC 정보기준을종합적으로고려하여적정시차를설정하였다. 10) 모형 2 의공적분검정결과는모형 1 과크게다르지않아생략하였다

9 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 공적분갯수 시차 < 표 4> Johansen 공적분검정결과 var(2) var(3) var(4) r= ** ** ** r * r r r 주 : 1) *, ** 는각각 5%, 1% 수준에서공적분이존재하는것으로추정됨. 2) ( ) 내는시차수를나타냄 < 표4> 에서나타난바와같이공적분검정은컨테이너물동량, 환율변동성, 환율, 세계경기, 국내경기의 5변수모형의경우검정통계량이귀무가설을 1%, 5% 유의수준에서기각함으로써공적분이적어도 1개이상존재하였다. 3. 환율변동성의컨테이너물동량에대한영향 이상에서살펴본바와같이각변수들이불안정시계열이지만공적분검정에서나타난바와같이본연구에서분석하려는모형이안정성을가짐에따라장기적함수관계를도출할수있다. 따라서컨테이너물동량모형을추정하여환율변동성이컨테이너물동량에미치는영향을살펴보고자한다. 환율변동성이컨테이너물동량에미치는영향을추정하기위하여 1999년 1월부터 2004 년 12월까지를대상으로일반최소자승추정법 (OLS) 으로추정한결과는 < 표5> 및 < 표6> 과같다. 표에서보는바와같이환율변동성을포함시킨컨테이너물동량함수를회귀분석한결과추정계수가모두이론적예상과부호가일치하고통계적으로도유의한것으로나타났다. 따라서일단환율변동성과컨테이너물동량간의관계가실증적으로정립되고있음을알수있다. 먼저추정기간동안환율변동성은컨테이너물동량에부 (-) 의영향을미치는것으로나타났다. 환율이불확실성으로인한위험기피에의하여무역과생산이감소한데에기인한것으로보인다. 환율은컨테이너물동량을감소시키는것으로나타났는데이는환율상승에의한컨테이너수출물동량증가보다는컨테이너수입물동량의감소가상대적으로더크기때문에나타나는현상으로보인다. 세계경기와국내경기는컨테이너물동량과정 (+) 의관계를가지는데이는세계경기의상승은컨테이너수출물동량을증가시키고국내경기의상승은컨테이너수입물동량을증가시키기때문이다

10 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) < 표 5> 환율변동성의컨테이너물동량에대한영향추정 ( 추정모형1) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C VER ER WB KB R-square F-statistic Adjusted R-squared Prob(F-statistic) < 표 6> 환율변동성의컨테이너물동량에대한영향추정 ( 추정모형2) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C VER ER WB KB R-squared F-statistic Adjusted R-squared Prob(F-statistic) Ⅴ. 인과관계와충격반응및분산분해 1. 인과관계검정 불안정한시계열변수가공적분되어있다면표준적인 Granger인과성검정에의한추정은장기적관계를볼수없으며단기적관계만남는결과를가지고인과성유무를검정하게되는오류를범하게된다. 따라서이경우에는오차수정모형을이용하여독립변수의차분항이종속변수에미치는단기적영향뿐만아니라오차수정항의변화가종속변수에미치는장기적인과관계를모두파악해야한다. 오차수정항을검정식에포함한인과검정모형은다음과같은벡터오차수정모형 (VECM) 이된다

11 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 ΔCT t =α 1 +β 1 EC t-1 +γ 1i ΔCT t -i +δ 1i ΔER t - (10) +θ 1i ΔKB t - +φ 1i ΔVER1 t - +e 1t ΔER t =α 2 +β 2 EC t -1 +γ 2i ΔCT t -i +δ 2i ΔER t - (11) +θ 2i ΔKB t - +φ 2i ΔVER1 t- +e 2t ΔKB t =α 3 +β 3 EC t-1 +γ 3i ΔCT t-i +δ 3i ΔER t- (12) +θ 3i ΔKB t- +φ 3i ΔVER1 t- +e 3t ΔVER1 t =α 4 +β 4 EC t -1 +γ 4i ΔCT t -i +δ 4i ΔER t - (13) +θ 4i ΔKB t - +φ 4i ΔVER1 t - +e 4t 단 Δ는차분변수, βγδθφ는각각시차다항식의계수이며, e 는오차항, E t-1 은전기오차항을나타낸다. 오차수정모형을이용한인과검정을위해서먼저시차길이를선정해야한다. 최적시차의선정기준으로일반적으로이용되는 AIC통계량을살펴보면시차의최대값은 AIC를최소로할만큼충분히크게결정될수있지만실증분석에서는대개표본수와추정식에포함된변수의개수에영향을받는다. 본연구에서도시계열자료의표본수가그렇게크지않고변수의수등을고려하여제한된최대시차수의범위내에서 AIC의통계량이가장낮은시차3으로결정하였다. 차분변수의단기인과성검증결과는 < 표7> 에서보는바와같이환율변동성이컨테이너물동량을인과하지않는다는귀무가설은 1% 의유의수준에서기각되어환율변동성에서컨테이너물동량으로의단기인과관계가존재함을알수있다. 그리고오차수정항의 t통계량에서알수있듯이장기적으로도환율변동성에서컨테이너물동량으로 1% 유의수준에서인과성이존재하는것으로나타났다. 즉장 단기적으로환율변동성은컨테이너물동량에대하여인과관계가성립함을알수있다

12 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) 인과관계 < 표 7> 오차수정모형에의한인과관계검정결과 단기인과성 ΔCT, ΔER, ΔKB, ΔVER1 (F-statistics) 장기인과성 EC t-1 (t-statistics) LOG(ER) LOG(CT) ** ** LOG(CT) LOG(ER) * LOG(KB) LOG(CT) * ** LOG(CT) LOG(KB) LOG(VER1) LOG(CT) ** ** LOG(CT) LOG(VER1) ** LOG(KB) LOG(ER) LOG(ER) LOG(KB) LOG(VER1) LOG(ER) * LOG(ER) LOG(VER1) ** LOG(VER1) LOG(KB) LOG(KB) LOG(VER1) 주 : *, ** 는각각 5%, 1% 의유의수준을나타냄 2. 충격반응및분산분해 다음으로환율변동성에대하여충격을가할경우컨테이너물동량이시간의경과와함께동태적으로어떻게반응하는가를살펴보기위하여충격반응함수 (Impulse Response Function) 와예측오차의분산분해 (Variance Decomposition) 기법에대하여살펴본다. 충격반응함수는모형내의특정변수의충격에따른모형내변수들의반응경로를확인할수있게해줄뿐만아니라변수들간의상호연관관계와정책변수의변화에따른파급효과도분석가능하게한다. 예측오차의분산분해는내생변수의예측기간을확장해가면서얻어지는예측오차의분산에서모형내개별독립변수의변동에기인하는부분이차지하는비중을백분율로산정하여상대적기여도를나타낸것이다. 추정모형1의경우 11) < 그림1> 및 < 그림2> 와 < 표8> 에서알수있듯이환율변동성충격에대하여충격후 3단계까지정 (+) 의부호를유지하다가 4단계에 로급속히부 (-) 로전환하였다. 그리고그후계속증가와감소를반복하면서 12단계이후일정한부의효과가지속되면서비교적안정된추세로수렴하는행태를보였다. 11) 추정모형2 의경우도추정모형1 의경우와유사한결과를초래하여추정모형2 의결과는생략하였다

13 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 환율상승충격은컨테이너물동량에대하여전반적으로부 (-) 의효과를보이는데 3단계에서 로최저치를보인증감을반복하다가 9단계이후부의효과가지속되면서비교적안정된추세로수렴하였다. < 그림 1> 환율변동성의충격반응 < 그림 2> 환율의충격반응 < 표 8> 환율변동성의충격반응 단계 환율변동성 환율 단계 환율변동성 환율 예측오차의분산분해의경우 12) < 표 9> 에서보는바와같이컨테이너물동량의변동은제 1 12) 환율변동성과관련한영향을부각시키기위하여다른변수들의결과는 < 표 9> 에나타내지않았다

14 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) 예측단계에서는컨테이너물동량의자체교란에의해서 100% 설명되고환율변동성등여타변수에의해서는영향을받지않는것으로나타났다. 하지만 10단계에서는자체에의해서 10.53%, 환율변동성에의해서 35.56%, 환율에의하여 24.91% 가설명되는등단기적으로는이러한변수들이컨테이너물동량을설명하는주요요인인것으로나타났다. 그리고제 20 예측단계에서는환율변동성에의해서 38.39%, 환율에의해서 26.01% 가설명됨으로써환율변동성과실질환율이컨테이너물동량의분산에상당한영향을미치고있음을알수있다. 특히환율변동성의컨테이너물동량에대한영향력이크고시간의흐름과함께증가하는것은외환위기이후완전변동환율제로의이행등으로환율변동폭이증대함에따라컨테이너물동량이환율변동에민감하게반응하고있는데에기인하는것으로보인다. < 표 9> 예측오차의분산분해 단계 LOG(CT) LOG(VER1) LOG(ER) Ⅵ. 요약및결론 외환위기이후원화가치가대폭절하되고자유변동환율제도로전환됨에따라환율변동폭이심화됨으로써상품수출입과높은상관관계가있는컨테이너물동량의결정에환율이중요한변수로등장하였다. 이에따라본연구에서는환율변동성이우리나라의컨테이너물동량에미치는영향을실증적으로분석하고시사점을도출하고자하였다. 먼저환율의변동성을측정하기위하여환율변동성과컨테이너물동량간의이론모형을

15 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 구축한다음일정기준에따라 GARCH(1,1)-M모형을이용하여우리나라의환율변동성을도출하였다. 도출한환율변동성은컨테이너물동량과의관계를파악을하기위하여컨테이너물동량결정모형에결합하여회귀분석으로환율변동성이컨테이너물동량에미치는영향을분석하였다. 일반적으로시계열변수들은불안정적인것으로서허구적회귀등의문제를내포하고있을수있기때문에이에대하여단위근검정과공적분검정을실시하였다. 시계열변수의단위근검정결과단위근을갖는다는귀무가설을기각하지못하여환율변동성변수를제외한대부분의시계열변수가불안정한것으로드러났다. 따라서 1차차분한시계열변수들을단위근검정해본결과귀무가설을기각하여단위근이없는것으로나타났다. 이에따라단위근이있는수준변수들간에서로공적분을가지고있는지의여부를검정하기위하여 Johansen의공적분검정을한결과수준변수들간에서로공적분이존재하는것으로나타났다. 공적분이존재하기때문에수준변수들로구성된컨테이너물동량에대한장기방정식을도출하여회귀분석하였다. 분석결과환율변동성을포함시킨컨테이너물동량함수를회귀분석한결과추정계수가모두이론적예상과부호가일치하고통계적유의성도높은것으로나타났다. 환율변동성은우리나라의컨테이너물동량에부 (-) 의영향을미치는것으로나타났다. 환율변동에의한불확실성이예상됨으로써위험기피에의하여무역과생산이감소하고이에따라컨테이너물동량도영향을받은것으로판단된다. 다음으로동태적분석에있어오차수정모형에근거한인과관계검정에서단기와장기모두환율변동성에서컨테이너물동량간의일방적인과관계가존재하였다. 또한충격반응함수에서나타난바와같이환율변동성충격에대하여컨테이너물동량은부 (-) 의영향을받으며그러한부의효과는비교적짧은기간내에안정적인추세로수렴된다. 예측오차의분산분해의결과는환율변동성과실질환율이컨테이너물동량의분산에상당한영향을미치고있음을알수있다. 특히환율변동성의컨테이너물동량에대한영향력이크고시간의흐름과함께증가하는것은외환위기이후완전변동환율제로의이행등으로환율변동폭이증대함에따라컨테이너물동량이환율변동에민감하게반응하고있는데에기인하는것으로보인다. 세계각국은물론특히동북아지역항만간의경쟁이치열해짐에따라향후우리나라의컨테이너물동량확보가용이하지않을전망이다. 따라서이러한상황하에서이상의분석결과를바탕으로판단해볼때컨테이너물동량에환율변동성과환율은비교적큰영향을미치며특히환율변동성은컨테이너물동량에궁극적으로부 (-) 의영향을미침으로써환율의안정적관리를통한환율변동성을최소화시키는것이컨테이너물동량의확대에매우중요함을알수있다. 이는외환위기이후완전변동환율제체제하에서정부의외환시장개입이자유롭지못한상황하에서컨테이너물동량확보및유치와관련해서도정부의환율관리등의정책에얼마간의시사점을제공해준다

16 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) 참고문헌 1. 김안호, 한국수출입함수추정에관한연구, 산업경제연구 vol.14 no 김창범, "IT 산업과비 IT 산업의수출구조분석, 산업경제연구 제 17 권 2 호, 한국산업경제학회, 모수원 김창범, 해상물동량의추정과예측, 해운물류연구 제 37 호, 한국해운물류학회, 모수원 김창범, 환율변동성이고정투자에미치는효과, 무역학회지 제 30 권 3 호, , 모수원 조현상, 환율과경기가지역무역에미치는효과의비교분석, 춘계학술대회발표논문집, 한국산업경제학회, 박헌영, 오차수정모형을이용한산업별수출입방정식추정에관한연구, 연세경제연구 제 7 권 1 호, 연세대학교, 심기섭, 실효환율변동이한일항로수출입컨테이너물동량에미치는영향, 한국해운학회지, 한국해운학회, 이동원, 원달러환율의환위험과외국인직접투자, 연세대대학원, 이상호, 한국수출입함수추정에관한연구, 국제통상연구 제 3 권제 2 호, 한국국제통상학회, 이성구, 외환시장의변동성이전효과와원달러환율, 무역학회지 제 29 권 1 호, 한국무역학회, 이재득, 환율변동에따른주가변동분석, 무역학회지 제 27 권 1 호, 한국무역학회, 이종원, 계량경제학, 박영사, 이종원 이상돈, RATS 를이용한계량경제분석, 박영사, 이춘백, GARCH 모형을이용한우리나라주식수익률의변동성에관한실증연구, 부산대학교대학원, 이환호, 엔 / 달러환율변동이우리나라지역별수출입에미치는효과, 국제경제연구 제 6 권 2 호, 국제경제학회, 정봉민, 동북아지역의환적구조및환적수요변화에대한고찰, 월간해양수산 통권제 247 호, 조우길, 동북아국가의최근환율행태와수출입에미치는영향, 국제통상연구 Vol.7, No.2, 한국국제통상학회 ,, 환율불안정성이한국무역 ( 수입 ) 에미치는영향, 무역학회지, Vol.25, No.4, 한국무역학회 통계청, KOSIS 데이터 20. 한국무역협회, KOTIS 무역데이터 21. 해양수산부, 해양수산통계연보 각년호 22. Cashin, Paul and C.John McDermott, "Terms of Trade Shocs and the Current Account," IMF Woring Paper, Dorooddian K. "Does exchange rate volatility deter international trade in devoloping countries?" Journal of Asian Economics, 10, Engle, R. F.and Granger, C.W.J.,"Cointegrationand Error Correction: Representation, Estimation and Testing," Econometrica, vol. 49, Engle, R.F. and Yoo, B.S., "Forecasting and Testing in Co-integrated Systems: Journal of econometrics, vol. 35, Gagnon, j.,"exchange rate volatility and level of international trade," Journal of International Economics, 25, Islam, M., "Export expansion and economic growth: Testing for cointergration and causality," Applied Economics 30, march Johansen, S.,"Statistical Analysis of Cointegrating Vectors," Journal of Economic Dynamics and

17 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 / 최봉호 Control, vol. 12, Maddala, G.S., Introduction to Econometrics, Second edition, Prentice Hall, Peter C.Y. Chow, "Causality between export growth and industrial development," Journal of Development Economics, vol. 26, Quantitive Micro Software, Eviews User Guide, version 3.1,

18 한국항만경제학회지제 23 집제 1 호 ( ) < 요약 > 환율변동성과컨테이너물동량과의관계 최봉호 본연구에서는환율의컨테이너물동량에대한영향의비중을고려하여외환위기이후환율변동성이커짐에따라컨테이너물동량도상당히영향을받은것으로예상되기때문에환율변동성의컨테이너물동량에대한장 단기적영향을체계적으로분석하고시사점을도출하고자한다환율변동성을도출하기위하여 GARCH모형을이용하여우리나라의환율변동성모형을분석한다. 물론구축된모형을분석하기이전에설정된변수들과모형의안정성검정을위하여단위근검정과공적분검정을실시한다. 또한환율의변동성이컨테이너물동량에미치는동태적영향을보기위해오차수정모형과충격반응및분산분해를실시하고마지막으로결론과시사점을도출한다. 분석결과환율변동성을포함시킨컨테이너물동량함수를회귀분석한결과추정계수가모두이론적예상과부호가일치하고통계적유의성도높은것으로나타났다. 환율변동성은우리나라의컨테이너물동량에부 (-) 의영향을미치는것으로나타났다. 환율변동에의한불확실성이예상됨으로써위험기피에의하여무역과생산이감소하고이에따라컨테이너물동량도영향을받은것으로판단된다. 오차수정모형에근거한인과관계검정에서단기와장기모두환율변동성에서컨테이너물동량간의일방적인과관계가존재하였다. 또한충격반응함수에서나타난바와같이환율변동성충격에대하여컨테이너물동량은부 (-) 의영향을받으며그러한부의효과는비교적짧은기간내에안정적인추세로수렴된다. 예측오차의분산분해의결과는환율변동성과실질환율이컨테이너물동량의분산에상당한영향을미치고있음을알수있다. 주제어 : 환율변동성, 컨테이너물동량, GARCH 모형, 오차수정모형, 충격반응

동아시아국가들의실질환율, 순수출및 경제성장간의상호관계비교연구 : 시계열및패널자료인과관계분석

동아시아국가들의실질환율, 순수출및 경제성장간의상호관계비교연구 : 시계열및패널자료인과관계분석 목차 I. 서론 II. 동아시아각국의무역수지, 실질실효환율및 GDP간의관계 III. 패널데이터를이용한 Granger인과관계분석 IV. 개별국실증분석모형및 TYDL을이용한 Granger 인과관계분석 V. 결론 참고문헌 I. 서론 - 1 - - 2 - - 3 - - 4