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1 수송용휘발유와경유수요의 가격및소득탄력성추정 1) 김민성 * 김성수 ** < 目次 > Ⅰ. 서론 Ⅱ. 휘발유및경유수요의탄력성에관한선행연구의고찰 1. 국내연구 2. 국외연구 3. 선행연구의시사점 Ⅲ. 자료의구축및분석 1. 자료의구축 2. 자료의통계적검정 Ⅳ. 모형의설정 1. 단일방정식모형 2. 연립방정식모형 Ⅴ. 수요모형및탄력성의추정결과 1. 휘발유및경유수요모형 2. 단기및장기탄력성 Ⅵ. 결론 I. 서론 국제유가변동과경제악화로인하여국내석유시장에도영향이있을것으로예상된다. 특히소득과유류가격은경제상황및시장을반영하는변수이므로국내석유시장을파악하는데중요하기때문에이들을반영하는수요모형을구축하는것은의의가있다. 국내수송용연료의대표적인유종은휘발유와경유이며, 휘발유의경우일반승용차에의해대부분소비된다. 반면경유는승용차, 화물자동차등에의해다양하게소비되며, 최근에는경유승용차의비율이점차증가하고있다. 따라서유종의가격및소득변화외에도기존의휘발유차량이용자가경유차량으로대체하는경우가발생할수있으므로이를고려한수요모형을추정하고자한다. 본연구의목적을세부적으로살펴보면다음과같다. 첫째, 휘발유와경유가서로독립재라는가정과대체재라는가정에따라계량경제학적수요모형을설정하고이를추정한다음, 모 * 서울대학교환경대학원박사과정 ** 서울대학교환경대학원교수

2 160 環境論叢第 50 卷 (2011) 형별추정결과를비교분석하고자한다. 둘째, 적합한모형으로부터설명변수의탄력성을추정함으로써휘발유및경유수요에영향을미치는가격, 소득등의영향을파악하고자한다. 셋째, 이들결과를종합함으로써수송용휘발유및경유수요의특성을설명하고자한다. 마지막으로설정된통계적모형과검정과정을통해시계열자료의분석절차를살펴보고자한다. 본연구는총 6개의장으로구성되며, 각장의내용은다음과같다. 제II장은휘발유와경유수요의가격및소득탄력성을다룬국내 외연구를검토한다. 제III장에서는본연구에사용한자료의내용및통계적특성을설명한다. 제IV장은휘발유와경유가서로독립재라는가정과대체재라는가정에따라자기회귀시차모형 (ARDL모형) 과반복결합일반화최소자승법모형 (SUR모형) 을설정하도록하며, 설정된모형의각부분에대해설명한다. 제V장에서는휘발유및경유의수요모형결과를제시하고, 이를이용하여단기및장기가격 소득탄력성을추정한다. 마지막으로제VI장에서는연구결과의요약과본연구의한계및향후연구방향을제시한다. Ⅱ. 휘발유및경유수요의탄력성에관한선행연구의고찰 1. 국내연구 (1) 나인강 (2006) 휘발유수요추정에있어서시간추세의역할을실증적으로분석하였다. 즉 1971년부터 2005년까지의국내의시계열자료를이용하여시간추세가포함된모형과시간추세가누락된모형에대해각각수요모형검정을수행하였으며, 자기시차분포모형인 ADL(1, 1, 1) 을기본모형으로설정하였다. 그결과시간추세반영여부와상관없이단기 장기가격탄력성은비탄력적인것으로나타났으나, 단기 장기소득탄력성은시간추세여부에따라탄력성이다르게나타났다. 시간추세가포함되지않은경우의단기소득탄력성은 1.02, 장기소득탄력성은 2.58이며, 시간추세가반영된경우단기및장기소득탄력성은각각 0.95, 1.16으로나타났다. (2) 강만옥 (2007) 1차에너지세제개편대비 2차에너지세제개편에따른수송용에너지의상대가격변화가에너지수요량및환경오염 ( 대기오염물질및이산화탄소배출량 ) 에미치는영향을실증적으로분석하여 2차에너지세제개편이원래에너지정책의목표를달성하고있는가를검증하였다. 분석을위해자기회귀시차분석모형 (ARLD) 을이용하였으며, 1997년부터 2005년까지의월간데이터를이용하여. 우리나라수송용에너지 ( 휘발유, 경유, LPG부탄 ) 의단기및장기수요탄력성을추정하였다. 그결과수송용에너지의가격탄력성추정결과휘발유는단기의경

3 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 161 우, , 장기는 로나타났으며, 경유는단기 , 장기 , 그리고 LPG 부탄은 단기 , 장기 로나타났다. (3) 김영덕 (2007) 국내외환위기이후의국내석유소비의특성을분석하고, 석유수요의가격과소득탄력성변화를추정하였으며, 용도별, 유종별탄력성을비교하여분석하였다. 그결과수송용휘발유의단기가격탄력성은 , 장기탄력성은 이며, 경유의경우는각각 , 로나타났다. 또한수송용휘발유의단기 장기소득탄력성은각각 0.994, 4.870이며, 경유의단기 장기소득탄력성은각각 0.310, 0.383으로나타났다. 결과에대해수송용휘발유와경유탄력성변화에대해이는휘발유수요의감소가아니라대체연료인경유로의이동에따른것이며, 경유의소득탄력성이커지는추세는소득의증가에따른최근의사치재적인특징이커지는것으로판단하였다. 2. 국외연구 (1) Houthakker et al.(1974) 미국 48개주에대한 1960년부터 1971년까지의통합시계열자료 (pooled time series data) 를이용하여휘발유의수요함수를추정한연구이며, 소득이나가격변화에대한소비자응답은시간범위에의해전개되었다. 분석결과단기가격탄력성과소득탄력성은각각 , 0.30이며, 장기가격탄력성과소득탄력성은각각 -0.24, 0.98로추정되었다. 따라서단기휘발유수요성장은소득증가와가격하락에의해초래된다고보았다. (2) Eltony and Al-Mutairi(1995) 1970년부터 1989년까지의쿠웨이트경제의시계열자료를이용한모형개발로쿠웨이트의휘발유수요를추정하였다. 상세한분석을위해단기 장기의휘발유수요탄력성측정에공적분 (cointegration) 분석과오차수정모형을이용하였으며, 휘발유소비의첫해기준으로 52% 가량수정하여장기탄력성을예측하였다. 그결과휘발유수요는가격에대해단기 장기적으로비탄력적이며, 소득에대해서는단기적으로비탄력적이나장기적으로는탄력적인것으로나타났다.

4 162 環境論叢第 50 卷 (2011) (3) Ramanathan(1999) 인도의휘발유수요연구를위해 1972년부터 1994년까지의자료에대해공적분 (cointegration) 분석과오차수정모형을이용하였으며, 그결과휘발유소비의첫해기준의약 28% 정도의상대적으로낮은비율로조정하여장기탄력성을예측하였다. 그결과단기소득탄력성과가격탄력성은각각 1.178, 이며, 장기소득탄력성과가격탄력성은각각, 2.682, 로나타났다. 특히단기 장기소득탄력성이비교적높은값을가지는것에대해인도자체확장으로인한소득의급증으로판단하고있다. (4) Kayser(2000) 미국내가구별자료를이용하여수요탄력성을추정하였으며, 휘발유수요와차량소유여부가상당한관련이있다고가정하고차량유무에따라가구를구분하여휘발유수요를비교하였다. 자료는 1970년후반의오일쇼크이후를반영하기위해 1981년의가구별데이터를사용하였으며, The Heckman correction (the two-stage method) 을적용하여회귀하였다. 그결과단기적가격탄력성은 -0.23, 단기소득탄력성은 0.49로나타났다. (5) Graham and Glaister(2002) 1970년대부터 1990년대후반까지의연구를통해캐나다, 미국, 이탈리아, 터키, 일본등각국가의휘발유가격에따른운전자의휘발유소비량을검토하고, 적절한소득및가격탄력성에대한접근을시도하였다. 가장중점적으로다루는것은장기및단기탄력성사이의차이점이다. 장기가격탄력성은일반적으로 -0.6~-0.8이며, 단기가격탄력성은장기가격탄력성의 30~40% 수준인 -0.2~-0.3으로나타났다. 또한교통수요에대한가격의효과는장기적으로는 -0.3, 단기적으로는 -0.15로더작은것으로나타났다. 또한휘발유슈요에대한장기소득탄력성의범위는 1.1~1.3이며, 단기소득탄력성은 0.35~0.55로나타났다. (6) Rajindar and Manjulika(2007) 1957년부터 1999년간의시계열자료에통상적최소자승법 (OLS: Ordinary Least Square) 과부분조정모형 (Partial Adjustment model) 을적용하여휘발유소비모형을추정하였다. 일본의휘발유소비를설명하기위한주요변수로서이전년도의휘발유소비량, 휘발유가격, 경유, LPG 등의휘발유대체재의가격, 1인당국민소득을포함하였다. 그결과단기적으로가격과소득탄력성은각각 , 0.296이며, 장기적으로휘발유의소득탄력성은 0.056으로약간탄력적이며가격탄력성은 로여전히비탄력적인것으로나타났다.

5 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 선행연구의시사점국내외휘발유수요의탄력성에관한선행연구로부터몇가지시사점을도출할수있다. 첫째, 1973년의 1차에너지위기이후휘발유수요에대한연구가활발히진행되고있다. 이로인해국내외경제변동에따른에너지수요변화를파악할수있으며, 장래수요에대해서도예측가능하게되었다. 둘째, 휘발유수요에대한대부분의선행연구는휘발유라는단일유종에대한탄력성분석이주를이루고있다. 그이유는휘발유수요연구에집중하고있는미국과유럽의경우휘발유와경유의가격이크게다르지않다는점을들수있다. 2007년기준으로우리나라의경우리터당휘발유는 1,538원, 경유는 1,239원으로가격차이가상당히큰편이다. 반면미국의경우휘발유와경유의원화환산후리터당가격이각각 760원, 743원이며, 영국의경우에는각각 1,710원, 1,773원으로휘발유와경유의가격이비슷한편이다. 따라서미국과영국의경우에는휘발유와경유의가격이비슷하기때문에승용차의경우휘발유차량과경유차량선택에있어서가격요인이크게작용하지않으며, 가격상승에따른유종간에수요변동이크지않다고판단할수있다. 하지만국내의경우휘발유와경유가격차이가줄어들고있는추세라고하더라도여전히큰차이를보이고있기때문에유가변동에따른유종간수요변동이발생하므로휘발유이외의유종에대한수요분석과휘발유와대체관계를고려했을때의분석이필요하다. 셋째, 휘발유수요의가격탄력성의경우대부분의연구결과에서단기및장기적으로모두비탄력적임을알수있다. 넷째, 휘발유수요의소득탄력성의경우단기적으로는비탄력적인반면, 장기적으로는탄력적인결과를선행연구결과를통해알수있다. < 표 1> 은국내외연구의휘발유수요의탄력성추정결과를정리한것이다. Ⅲ. 자료의구축및분석 1. 자료의구축본연구에서는수송용휘발유와경유수요에영향을주는일반적인변수를중심으로하여, 1975년부터 2009년까지의연간데이터를수집하였다. 수요함수의변수는해당재화의가격변수, 해당재화의공급변수, 소득변수, 대체관계에있는재화의가격변수및기타사회경제적지표또는선호변수등으로구성된다. 본연구에서는수송용휘발유와경유수요에일반적인변수를중심으로하여자료를수집하였다. 우선에너지경제연구원의유종별에너지연간소비량자료를이용하여본연구에서필요한수송용휘발유와경유로재분류한후천 Bbl 단위를천리터 (l) 단위로환산하여재집계하였다. 또한 1인당수요량을파악하기위해통계청의총소비량에주민등록인구수를적용

6 164 環境論叢第 50 卷 (2011) < 표 1> 휘발유수요의탄력성에관한국내외연구결과의비교 Study 분석지역분석자료분석모형 가격 소득 단기장기단기장기 나인강 (2006) Korea (annual data) ADL 국내 강만옥 (2007) Korea (monthly data) ARLD 김영덕 (2007) Korea (annual data) OLS ~ ~ 탄력성의범위 ~ ~ ~ ~ Houthakker et al.(1974) USA (48 states) 1960~1971 (annual pooled data) Eltony & Al-Mutairi(1995) Kuwait (annual data) ECM 국외 Ramanathan (1999) Kayser(2000) India USA (annual data) 1981 (household data) ECM Graham & Glaiser(2002) various countries ~ ~ ~ ~ 1.3 Rajindar & Manjulika(2007) Japan (annual data) OLS, Partial Adjustment model -0.12~ 탄력성의범위 ~ ~ ~ ~ 2.68 하여 1 인당소비량을환산하였다. 가격변수는한국석유공사의주유소판매가격기준을적용한가격정보를사용하였다. 이때각연도별가격은통계청의 2005년소비자물가지수를기준으로반영하여실질가격으로환산하였다. 소득변수로는한국은행국민소득의실질 GDP를사용하였는데, 가격변수와동일하게 2005년소비자물가지수를기준으로하였으며, 1인당국민소득으로환산하기위해주민등록인구수를적용하였다. 위의데이터들은모두자연대수값 (ln) 을사용하였으며, 1979년에너지 2차위기에따른소비량변화와가격변동을고려하여 1980년부터안정화단계에접어드는 1987년에는더미변수를사용하였다. 소비량의경우휘발유, 경유모두 2차에너지위기해당연도인 1979년과 1980년사이에소비량이각각 29%, 11% 로급감하였으며, 이러한감소추세를 1982년까지보이다가점차안정화되면서 1986년이후부터는에너지위기이전보다많은양을소비하게된

7 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 165 다. 반면가격의경우에너지위기이후휘발유와경유의가격이급증하여 1979년직후에는휘발유가격은 35%, 경유가격은 32% 증가하였다가점차안정되어 1988년에는에너지위기이전보다낮아진다. 따라서 2차에너지위기발생이후시점인 1980년부터안정화단계에접어드는 1987년까지를더미변수로설정한다. 더미변수는 80년부터 87년까지의기간에대해서는 1, 나머지기간에대해서는 0 을적용하였다. 본연구에서각기관의기초자료를바탕으로하여 1975년부터 2009년까지의휘발유및경유의 1인당소비량, 1인당국민소득, 휘발유및경유의리터당가격 ( 주유소판매가격기준 ) 의연간데이터를가공하여활용하였으며, 각변수의연간추세는 < 그림 1>~< 그림 3> 과같다. 대부분의변수가시간이흐를수록증가하는추세를보이고있으므로모형설정시데이터검정을통해추세성을제거한후에분석할필요가있는것으로판단된다. ν얀 o 잉연도 aaa$$eaeaeaf%fg 잃않 Eggggg -- 휘발유 -- 경유 < 그림 1> 1 인당수요추이 : 1975~2009 원a 2,500 2,000 1,500 1, o h m h m m h m m a g m R m m m 연도 m m g m m s g g a a a a R a a -- 휘발유 -- 경유 < 그림 2> 리터당가격추이 : 1975~2009

8 166 環境論叢第 50 卷 (2011) 백만원 / 연 ~ m m cx> CX) cx> m m m m m m m m m m m m m N N --GDP < 그림 3> 1 인당국민소득추이 : 1975~2009 연 m a 2. 자료의통계적검정대부분의거시경제변수들은안정적시계열 (Stationary time series) 이아닌불안정적시계열 (Non-Stationary time series) 을나타낸다고한다. 이러한불안정적인시계열은하나의시계열을하나또는그이상의시계열변수에회귀하면변수사이에아무런관계가없는데도불구하고결정계수 ( ) 가높고, D-W 통계량은낮게나타나는등허구적회귀 (spurious regression) 현상이종종발생한다. 따라서이러한현상을예방하는방법은회귀분석을실시하기전에우선사용된각시계열변수들에대하여자료의안정성검정을실시하여야한다. 즉단위근검정을통하여자료가안정성있는자료는수준변수로추정이가능하다. 그러나 I(1), 즉적분관계가있는경우변수는공적분검정을통하여계열변수들에대한자료가장기적으로안정적인지검정하여야한다. 따라서본연구에서는자료의안정성검정을위하여단위근검정과공적분검정을실시하고자한다. 또한본연구에서도입하고있는수송용휘발유및경유수요변수에대하여 1인당국민소득과리터당가격의인과관계를파악하기위해그랜저인과관계검정 (Granger Casuality Test) 을하고자한다. (1) 단위근검정거시경제시계열에대한모형의추정결과, 변수들사이에인과관계의검정결과가시계열에내재한추세성과단위근의존재여부에따라매우민감하다는연구결과를제시하고있다. 특히단위근의존재여부에대한검정은본연구의수송용휘발유및경유와변수들에대한자료의안정성여부를확인하기위해서반드시필요하다. 단위근검정을통하여개별변수들이수준변수에서단위근이없는, 즉 I(0) 으로나타나면수준변수를통한 OLS 추정이가능하나, 불안정적즉 I(1) 로나타나면자료의안정화가필요하게된다.

9 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 167 단위근검정가설은 를시계열자료 ( 원시계열 ) 는단위근이존재한다, 즉비안정성을 가정하고있으며, 은시계열자료 는단위근이존재하지않는정상성을가정하고있다. 단위근의존재여부를검증하는대표적인방법으로는 Dickey and Fuller(1979) 가제안한 DF 검정법, Said and Dickey(1984) 의 Augmented Dickey-Fuller(ADF) 검정법, Phillips(1987) 에의해 제안된검정방법을 Phillips and Perron(1998) 이일반화시킨 PP 검정법이있으며, 본연구에서는 ADF 검정을실시하였다. ADF 검정에서통계량이임계값보다크면귀무가설이기각되지않 으므로단위근이존재하며, 반대로통계량이임계값보다작으면귀무가설이기각되어단위근 이존재하지않게된다. ADF 검정에서는수송용휘발유, 경유수요및외생변수인소득과가격시계열의단위근 여부를검정하였으며, 이때원시계열자료 (raw data) 와 log 를취한자료 (log data) 에대하여각 변수들을검정하였다. 단위근검정은상수항과추세변수 (trend) 를도시에고려하였으며, 단위 근이존재할때시계열을안정화시키기위해이들을차분한변수들가각에대한검정도실시하였다. < 표 2> 의결과를살펴보면수준변수들의단위근여부를판단하는 ADF 검정결과모든수준변수들이단위근이존재하는불안정시계열로판정되었다. 그러나 1차차분변수들은모두단위근이존재하지않는안정한시계열로판정되었다. 이러한사실은모든수준변수들이안정한시계열이라는가정하에휘발유및경유수요량과소득, 가격변수간의관계를보여주 < 표 2> 시계열자료의단위근검정결과 수준변수 수준변수 1 차차분 raw data log data raw data log data 1인당휘발유소비량 (0.777) (0.255) (0.003) (0.028) 1인당경유소비량 (0.882) (0.774) (0.011) (0.005) 1 인당국민소득 (0.309) (0.991) (0.001) (0.002) 리터당휘발유가격 (0.848) (0.159) (0.031) (0.001) 리터당경유가격 (0.987) (0.951) (0.000) (0.046) 주 : 괄호안의값은 p- 값임. p<0.10, p<0.05, p<0.01.

10 168 環境論叢第 50 卷 (2011) 는다중회귀모형의경우오도된가성회귀의결과를초래할수있으며, 1차차분된안정한시계열을사용하여모형을구축하는경우장기적인균형관계를저해하기때문에마찬가지로가성회귀가될수있다. 따라서수준변수가단위근을가지므로수준변수의시계열간의선형결합이단위근을갖지않는다면이들시계열은서로공적분관계에있다고정의하므로변수들을 1차차분하지않고서도모형추정의적합성을보장할수있고수준변수들간의장기적균형관계의손실없이도정당성이확보되는것을보이기위해공적분검정이필요하다. (2) 공적분검정 (Cointegration test) 보통의불안정적인시계열의경우차분을통하여안정적인시계열로만들어서분석을실시한다. 하지만이런경우에는변수가가지고있는중요한정보들을잃어버릴수있다. 비록시계열변수가단위근을가지고있는불안정적인변수일지라도둘또는그이상의변수들간의장기적인선형관계결합함수는안정적일수있다. 이러한경우에는변수들간의공적분검정을통하여변수들의장기적인관계를알아본이후에그러한결과들을반영할수가있다. Engle and Granger(1987) 이처음으로사용한공적분검정은최근에는 Johansen 공적분검정 (Johansen s Cointegratiom Test) 이정확한것으로판단되어가장널리사용되고있으며, Johansen공적분검정은공적분벡터를검정하기위한방법으로 Trace Statistic과 Maximum Eigen Statixtic 등이있다. 본연구에서의공적분검정은 Trace검정에대한유의수준을제시하였다. trace검정 의귀무가설은 공적분벡터의수가 r보다작거나같다 라는것이다. 통상 공적분관계가 0개이다 라는귀무가설에서시작하여공적분관계의수가하나씩추가되는귀무가설을설정하고있다. 본연구에서는수송용휘발유및경유수요와가격, 소득지표들이불안정시계열을보이는경우가대부분이므로시계열에서단위근이존재할가능성이크며, 시계열의차분을통하여안정성을확보한후분석을통하여발생할수있는시계열의정보손실을피할수없으므로가성회귀의문제점을해결하기위하여장기적균형관계의손실없이추정의정당성을확보하기위해휘발유및경유수요와다른지표간의공적분검정을위해 Johansen검정을실시하였다. 또한공적분분석을행함에있어시차 (Time lag) 선정은매우민감한문제인데본연구는연간자료를사용하기때문에자료의표본수가적어이에공적분검정이전에 VAR모형추정을시행할때최대시차를 7로설정한후점차시차를줄여가면서가장낮은 AIC(Akike information criterion) 값을갖는시차를최적시차로선정하는방법을택하였다. < 표 3> 는휘발유의 1인당소비량, 리터당가격, 1인당국민소득에대해공적분한결과이다. 귀무가설 인경우와 인경우는유의수준 5%, 1% 에서모두귀무가설을기각할수있었으며, 귀무가설 인경우는유의수준 1% 에서모두귀무가설을기각할

11 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 169 < 표 3> 휘발유계열변수의공적분검정 Unrestricted Cointegration Rank Test Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Trace Static 5% 임계치 1% 임계치 p-값 None At most At most 주 ) lag intervals: 5, 분석변수 : 휘발유의 1인당소비량, 리터당가격, 1인당국민소득. p<0.05, p<0.01. < 표 4> 경유계열변수의공적분검정 Unrestricted Cointegration Rank Test Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Trace Static 5% 임계치 1% 임계치 p-값 None At most At most 주 : lag intervals: 5, 분석변수 : 경유의 1인당소비량, 리터당가격, 1인당국민소득. p<0.05, p<0.01. 수없는것으로나타났다. 따라서세변수는 trace 검정결과수준변수들간에는최소 2개의공적분관계가있는것으로판명되었으며, 이들수준변수간에장기적균형관계가성립함을알수있다. < 표 4> 는 1인당소비량, 리터당가격, 1인당국민소득에대한경유의공적분검정결과이다. 귀무가설 인경우유의수준 5% 에서는유의하지만유의수준 1% 에서는유의하지않았다. 귀무가설 인경우와 인경우는유의수준 5%, 1% 에서모두유의한것으로나타났다. 따라서세변수는 trace 검정결과수준변수들간에는최소 1개의공적분관계가있는것으로판명되었으며, 이들수준변수간에장기적균형관계가성립함을알수있다. 공적분검정결과휘발유와경유의계열변수는각각최소 2개, 1개의공적분관계가존재하는것으로나타났다. 즉본연구의휘발유및경유의수요는각각의계열변수들과장기적인균형관계가존재한다고볼수있으며, 가격과국민소득에대하여장기적인균형관계를보이는것으로추론할수있다. 따라서수요를분석함에있어수준변수를통한 OLS의추정결과는허구적회귀 (spurious regression) 가아니라고할수있다. (3) Granger 인과관계검정 (Granger s causality test) Granger(1969) 에의해제시된인과관계 (causality) 검정방법은독립변수로다른변수의시차

12 170 環境論叢第 50 卷 (2011) 항뿐만아니라종속변수의시차항도포함하는 VAR 모형의추정에기반을두고있다. 어떤변수 (X) 가다른변수 (Y) 의원인이된다는것은이변수 (X) 의과거및현재의값에포함된정보가다른변수 (Y) 를예측하는데도움이된다는뜻이다. 이와같이정의되는 Granger 인과관계를알아보기위하여 VAR모형에서특정설명변수에대한계수가모두 0인지의여부를 F통계량에의하여검정하는방법이주로사용된다. 경제변수가불안정적인경우에는차분변수를이용하여 Granger 인과관계를분석하는것이일반적이다. 하지만변수들간에장기적균형관계가존재한다면수준변수 (log levels) 로구성된 VAR 모형을추정하여장기적 Granger 인과관계를분석하는것이가능하다. 앞에서수송용휘발유및경유수요와리터당가격, 1인당국민소득간에는장기균형관계가존재함을확인한바있다. 따라서본연구에서는세변수로구성된 VAR모형을추정하여각변수들간의장기적인 Granger 인과관계를검정하였으며그결과는 < 표 5> 에기록하였다. 우선휘발유와경유의수요를종속변수로했을때가격과 GDP 변동이각각휘발유와경유수요에인과적인영향을미치는지알아보았다. 휘발유와경유의가격과 GDP는각각유의수준 1%, 5% 에서유의한것으로나타난다. 즉휘발유와경유의가격과 GDP는휘발유및경유수요변동의원인이된다는것을결과로부터확인할수있다. 하지만휘발유와경유의가격과 GDP를종속변수로하여산출한휘발유와경유수요에대 < 표 5> 수준변수간 Granger 인과관계검정 귀무가설 ( ) F-statistic 검정결과 휘발유가격 휘발유수요 GDP 휘발유수요휘발유수요 휘발유가격휘발유수요 GDP 경유가격 경유수요 GDP 경유수요경유수요 경유가격경유수요 GDP 주 : 괄호안의값은 p-값임. p<0.10, p< (0.001) (0.040) (0.170) (0.429) (0.003) (0.001) (0.288) (0.483) 인과관계존재인과관계존재인과관계없음인과관계없음인과관계존재인과관계존재인과관계없음인과관계없음

13 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 171 해서는 10% 유의수준에서도유의하지않는것으로나타나휘발유와경유의수요는가격과 GDP 변동에영향을미치지못하는것으로판명된다. 따라서휘발유와경유의가격과국민총생산 (GDP) 의과거값들이휘발유및경유수요량을예측하는데있어통계적으로유의함을알수있으며, 휘발유와경유의수요가종속변수이며, 가격과 GDP는설명변수로판단할수있다. Ⅳ. 모형의설정 시계열모형은특정시점의자료가특정시점보다과거인시계열자료로설명될수있다는것이며, 시계열에대하여추론할때추론과정을단순화시키기위하여시계열의확률적성질이변하지않는다는정상성을가정한다. 따라서수요모형에적용되는시계열모형은시계열자료에대한안정성확보가우선되어야하며, 본연구에서는단위근검정, 공적분검정 (Cointegration test), Granger 인과관계검정 (Granger s causality test) 을통해시계열자료의안정성확보를비롯하여변수들간의장기적인인과관계에대해파악하였다. 휘발유및경유의수요탄력성추정을위해가격과소득을기본변수로포함하였으며휘발유와경유의해당연도이전기간의소비량을추가하였다. 이때해당연도이전에대한소비량에대해서는독립변수와같이수송부문의소비량에한하여계산되며, 단위또한배럴을리터로환산하여적용한다. 리터당가격의경우주유가판매가를기준으로하며, 일인당국민소득과함께소비자물가지수를적용하여불변가격기준으로환산하였다. 또한분산을최소화하기위해로그변환을하여적용하였으며, 2차에너지위기발생이후시점인 1980년부터안정화단계에접어드는 1987년까지를더미변수로설정한다. 더미변수는 80년부터 87년까지의기간에대해서는 1, 나머지기간에대해서는 0 을적용하였다. 휘발유및경유가격과소득변화에따른소비량분석을위하여아래와같이이중로그회귀모형 2) 과자기회귀시차모형 (Autoregressive Distributed Lagged Model, ARDL모형 ) 을결합한형태를기본모형으로설정하였다. 설정된모형의기본형태는식 (1) 과같다. ln ln ln ln (1) 2) 이중로그회귀모형은선형회귀모형의종속변수와독립변수에로그를취한것으로직선의형태를띠는선형회귀모형에비해곡선의형태를띠며, 이러한곡선을통해종속변수의예측력을높일수있다. 또한선형회귀모형에서와같은방법으로자기상관관계를검정할수있다. 선형회귀모형의계수값은종속변수와독립변수간의단순변화율을나타내는반면에, 이중로그회귀모형은계수값자체가탄력성을의미한다.

14 172 環境論叢第 50 卷 (2011) 여기서 일인당소비량 일인당국민소득 리터당가격 년에서 년까지의더미변수 ln 자연로그 상수 당해년도 또한장기탄력성을구하기위해 Nerlove(1958) 에의해제시된부분조정모형 (Partial Adjustment Models) 의조정계수 ( ) 를이용하는데, 휘발유와경유의해당연도소비량에대해과거연도각각에대한계수로써의 값이표현되며, 이때의 값은단기탄력성의결과에조정비율로적용되어장기탄력성을추정한다. 부분조정모형은수요등의경제여건을감안하여투자자는이에부응하는최적또는적정수준의자본량을설정하되현실적으로는최적자본량과현존자본량의차이중일부만을조정해나간다고하여저량조정모형 (Stock Adjustment model) 이라고도부른다. Nerlove가제시한모형은식 (2) 와같으며, 실제자본량의변화 ( ), 즉실제투자액 ( ) 에다조정계수 를곱한것과같아진다는것을의미한다. 여기서 이면희망투자액이전액현실투자로실현되는상황을대변하게되고, 이면전혀투자가이루어지지못하는경우를뜻하게되는데, 현실적으로는여러제약에의해 가 0과 1 사이의값을갖게되며, 이러한이유로해서부분조정모형이라한다. 최적자본량 산출량 (2) 단 부분조정모형의가장큰장점은새로운종속변수, 즉종속변수에시차가붙은 은오차항 과독립적이므로통상최소자승법 (OLS: Ordinary Least Square) 을통한추정량에편의성이나비일관성이나타나지않기때문에 OLS를그대로적용해도무방하며, 모형에서얻은조정계수 ( ) 는 의시차종속변수이외의설명변수의장기적계수추정을위한조정률로도적용된다. 1. 단일방정식모형인과관계구조는여러요인들이서로관련되어있기때문에다수의독립변수를모형에포함시키는다중회귀분석이필요하다. 이러한분석을통해오차분산 (error variance) 을줄이고종속변수에대한보다충실한설명이나예견을할수있게된다. 또한다중회귀분석은다른독립변수의값을통제할수있는장점이있다. 따라서각독립변수가종속변수에미치는효과의상대적인비교와보다정밀한인과관계를파악할수있다.

15 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 173 본연구에서는휘발유와경유가서로독립재라는가정하에서수송용휘발유와경유수요에대한대수선형함수형태인 ARDL모형 ( 자기회귀시차모형 ) 에이중로그회귀모형을결합하여각각의단일방정식모형을도출하였다. 이모형은계수값자체가설명변수의단기탄력성을볼수있는장점이있으며, 모형추정을위해통상최소자승법 (OLS: Ordinary Least Square) 을이용하였다. 또한장기탄력성을구하기위해부분조정모형 (Partial Adjustment Models) 의조정계수 ( ) 를이용하는데, 휘발유와경유의해당연도소비량에대해과거연도각각에대한계수로써의 값이표현되며, 이때의 값은단기탄력성의결과에조정비율로적용되어장기탄력성을추정한다. 또한장기탄력성을도출하기위해서는부분조정모형에적용된 lag의값이매우중요한요소이다. lag를결정하는방법론에는아직까지이론적으로확립된바는없으나통상적으로 Pesaean & Shi(1997) 이제안한 AIC(Akaike information ceiterion) 값이가장작을때의 lag를선택하는방법을사용하고있다. 하지만본연구에서는연간데이터를사용하므로데이터가충분하지않으며, 일반적으로연간데이터를사용하는경우에는 lag=1 또는 lag=2 모형을사용하므로본연구에서는 lag=1을적용하여모형을설정하였다. 수송용휘발유와경유소비에대한모형의기본형태는식 (3) 과같다. ln ln ln ln (3) 여기서 개별종속변수 휘발유 경유 일인당소비량 일인당국민소득 리터당가격 년에서 년까지의더미변수 ln 자연로그 상수 조정계수 당해년도 식 (3) 에서도출되는계수값은그자체가그변수에대한단기탄력성을의미하게된다. 이 모형은확률모형이기때문에, 실제탄력성값은특정확률에서계수값의신뢰구간범위내에 있을것이다. 또한종속변수에대한설명변수의장기탄력성은식 (4) 정의된다. 장기소득탄력성 장기가격탄력성 (4) 2. 연립방정식모형단일방정식의경우휘발유와경유가서로독립재라는가정하에서모형이설정되었다면연립방정식은휘발유와경유가서로대체재라는기본가정에서모형을설정한다. 연립방정식모형은반복결합일반화최소자승법 (SUR: Seemingly Unrelated Regression) 을이용하여추정하

16 174 環境論叢第 50 卷 (2011) 였다. 반복결합일반화최소자승법 (SUR) 은횡단면자료와시계열자료를통합 (pooling) 하여변수들간의관계를설명하기위해개발된추정방법이다. 이는여러개의유사한횡단면자료가동일시점에서상관되어있을경우그식들을결합 (joint) 하여추정함으로써식들의오차항의정보를이용하여더나은추정값을구하는방법이다. SUR 방법은같은시점에서는오차항간의상관이있지만다른시점에서서로영향을주지않는다는점, 즉동일한분산구조를가지고있다는점에서연립방정식모형과동일하다. 그러나내생변수간에종속성이없다는점에서차이가있다. 이중회귀모형으로휘발유와경유의전체소비량을종속변수로설정하여단일식으로추정할경우휘발유와경유의대체관계에따른유종간의전환에대한영향은추정된계수값자체에포함되지않게된다. 즉전환되는영향부분은오차항에포함되어있다고할수있다. 하지만휘발유와경유의소비량을분리한후식을설정하여각각추정하게되면두식의오차항은동일한시점에서상관되어있게된다. 이때두식의오차항이동일한시점에서상관되어있는것을동시적상관 (contemporaneous correlation) 이라하는데, 동시적상관에대한가정을포함하면두개의식에대해분리해서최소제곱을추정한경우에포함되지않은정보를추가적으로포함시키는효과가있다. SUR 추정및변환방법은매우복잡하지만추정단계를간략하게설명하면다음과같다. Ⅰ. 각방정식을최소제곱추정법으로개별적으로추정함 Ⅱ. 이로부터잔차를이용하여단일모형일때각각의분산과연립모형의공분산을추정함 Ⅲ. 이들분산및공분산에대한추정치를이용하여두방정식을 GLS 틀하에서결합적으로추정함 Ⅳ. SUR은오차항간의상관에대한정보를이용하므로최소제곱추정에비해더욱정확함 ( 더작은표준오차를나타냄 ) 연립방정식모형또한단일방정식과같이계수값자체가설명변수의단기탄력성결과이며, 장기탄력성을구하기위해부분조정모형 (Partial Adjustment Models) 의조정계수 를모형에포함시킨다. 하지만연립방정식은휘발유와경유의독립적인조정계수를도출하는단일방정식과달리동시적상관에따라각각의조정계수 를추정한다는점에서차이를보인다. SUR 추정을위해설정한연립방정식모형은식 (5) 와같다. ln ln ln ln (5) ln ln ln ln

17 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 175 여기서 개별종속변수 휘발유 경유 일인당소비량 일인당국민소득 리터당가격 년에서 년까지의더미변수 ln 자연로그 상수 조정계수 당해년도 Ⅴ. 수요모형및탄력성의추정결과 1. 휘발유및경유수요모형 (1) 단일방정식모형 < 표 6> 과 < 표 7> 은휘발유와경유수요의단일방정식의추정결과이며, 추정결과에따르면모든변수에대해모두유의하며, 휘발유와경유모두단기적으로리터당가격이오를수록수요는감소하므로기대부호는음 (-) 의값을가지며, 반대로일인당소득이증가할수록수요는증가하므로기대부호는양 (+) 의값을갖는다. 따라서기대부호역시모두예상치를만족시키는것을알수있다. 또한본연구에서사용한이중로그회귀모형은각변수앞에계수값자체가탄력성이되므로가격과소득에대한단기탄력성결과를알수있다. 휘발유의경우단기소득탄력성과단기가격탄력성은각각 0.360과 로휘발유수요는단기적으로가격과소득에대해비탄력적이라고볼수있다. 또한조정된 값이 0.992로나타났고이는모형내에포함된독립변수들에의해휘발유수요에대한변화량에대해약 99% 가설명될수있다는것을의미한다. 또한 D-W 통계량 3) 이 1.1로자기상관관계를가지는것으로판단된다. 경유수요의단기소득탄력성과가격탄력성은각각 0.650, 로모든변수들에대해비탄력적이라고볼수있다. 또한조정된 값이 0.978으로, 이는모형내에포함된독립변수들에의해경유수요변화량에대해서약 98% 가설명될수있다. 또한 D-W 통계량이 로자기상관관계를가지는것으로판단된다. 본연구에서는단기탄력성결과에부분조정모형 (Partial Adjustment Model) 의조정계수 ( ) 를조정비율로적용하여장기가격탄력성과장기소득탄력성을추정하고자한다. 이때의조정계수 는당해년도 (t) 의이전해 (t-1) 의소비량에대한계수값으로추정모형식에의해결정되며, 휘발유와경유의조정계수는각각 0.289, 0.652로나타났다. 또한조정계수를적용한휘 3) 더빈-왓슨 (DW) 통계량은 data 간의 1차자기상관을판정하는도구로쓰이며, DW 통계량은 0~4 사이에존재한다. DW값 =2일경우를독립이라고하며, 0에가까울수록양의자기상관, 4에가까울수록음의자기상관이있다고판단한다. 또한 DW 통계량 d는 2개의 critical값인 lower limited dl과 upper limited du 를가지며, d가 du<d<4-du일때자기상관이없다는귀무가설을기각할수있다. dl과 du는관측치와변수의개수에따라결정된다.

18 176 環境論叢第 50 卷 (2011) < 표 6> 휘발유수요의단일방정식모형추정결과 Variables Coefficient t-statixtic 상수 (t-1) 년의휘발유소비량 일인당소득 리터당가격 년부터 87년의더미변수 (0.047) (0.000) (0.000) (0.000) (0.044) D-W stat 주 : 괄호안의값은 p- 값임. p<0.10, p<0.05, p<0.01. < 표 7> 경유수요의단일방정식모형추정결과 Variables Coefficient t-statixtic 상수 (t-1) 년의경유소비량 일인당소득 리터당가격 년부터 87년의더미변수 (0.003) (0.006) (0.000) (0.001) (0.738) D-W stat 주 : 괄호안의값은 p- 값임. p<0.10, p<0.05, p<0.01. 발유의장기가격탄력성과소득탄력성은 , 이며, 경유의장기가격탄력성과소 득탄력성은각각 , 로산정되었다.

19 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 177 (2) 연립방정식모형단일방정식모형추정을위해휘발유와경유를각각독립재로가정하였다면연립방정식모형에서는휘발유소비와경유소비를대체재로가정하고모형을추정한다. 단일방정식모형과같은일반적인회귀모형의통계분석시에는통상최소자승법 (OLS: Ordinary Least Square) 을많이이용하는데이는오차항의평균이영 (zero) 이며, 같은기간에는공통적인분산을가지고있고오차항들사이에는상관관계가없다는일반적인가정을하고있기때문이다. 그러나실제문제에있어서는방정식들의오차항들이상관되어그결과도공분산가정에위배되어최소자승법을적용할수없는경우가생긴다. 이와같이설명변수들뿐만아니라누락된변수들이오차항에서상관되어방정식에영향을미치는경우에는 SUR 추정방법을이용하여모형을추정한다. 연립방정식모형에서는휘발유와경유를대체재라고가정하였으므로설명변수와오차항에대한상관관계가발생하게되며, 따라서 SUR모형을이용하여연립방정식모형을추정하였다. SUR모형으로추정할경우휘발유와경유소비량에대한영향을각각추정할수있으며, 대체제로서의소비전환에대한영향을포함시켜추정할수있는장점이있다. < 표 8> 은연립방정식모형의최종적으로분석된결과이며, 휘발유와경유모두단기적으로리터당가격이오를수록수요는감소하므로기대부호는음 (-) 의값을가지며, 반대로일인당소득이증가할수록수요는증가하므로기대부호는양 (+) 의값을갖는다. 따라서휘발유와경유모두모든변수에대해유의하며, 기대부호역시모두예상치를만족시키는것을알수있다. 또한연립방정식모형에서도단일방정식모형과같이이중로그회귀모형을적용하였기때문에각변수앞에계수값자체가탄력성이된다. 휘발유의경우단기소득탄력성과단기가격탄력성은각각 0.327과 -0.31로휘발유수요는단기적으로가격과소득에대해비탄력적이라고볼수있다. 또한조정된 값이 0.992로나타났고이는모형내에포함된독립변수들에의해휘발유수요에대한변화량에대해약 99% 가설명될수있다는것을의미한다. 경유수요의단기소득탄력성과가격탄력성은각각 0.864, 로모든변수들에대해비탄력적이라고볼수있다. 또한조정된 값이 0.980으로, 이는모형내에포함된독립변수들에의해경유수요변화량에대해서약 98% 가설명될수있다. 결과적으로모든변수들에대해단기비탄력적이라고볼수있다. 연립방정식모형에서도단일방정식모형과동일하게단기탄력성결과에부분조정모형 (Partial Adjustment Model) 의조정계수 ( ) 를조정비율로적용하여장기가격탄력성과장기소득탄력성을추정한다. 추정결과연립방정식모형에서휘발유와경유의조정계수는각각 0.270, 0.767로나타났다. 또한조정계수를적용한휘발유의장기가격탄력성과소득탄력성은 , 0.426이며, 경유의장기가격탄력성과소득탄력성은각각 , 1.126으로산정

20 178 環境論叢第 50 卷 (2011) < 표 8> 연립방정식모형의추정결과 Variables 휘발유 경유 Coefficient t-statixtic Coefficient t-statixtic 상수 (0.429) (0.000) (t-1) 년의소비량 (0.000) (0.021) 일인당소득 (0.000) (0.000) 리터당가격 (0.000) (0.000) 80 년부터 87 년의더미변수 (0.025) (0.963) D-W stat 주 : 괄호안의값은 p- 값임. p<0.10, p<0.05, p<0.01. 되었다. 2. 단기및장기탄력성분석결과단일방정식모형의경우휘발유와경유모두가격에대해단기적으로비탄력적이나, 장기적으로는탄력적인것으로나타났다. 또한소득탄력성에대해서는휘발유와경유모두단기 장기적으로비탄력적이라는결과가나왔으며, 특히단기적으로경유의탄력성이휘발유의탄력성보다크게나온것이특징이다. 연립방정식모형의단기 장기탄력성추정결과를통해휘발유와경유모두가격에대해단기적으로비탄력적이나, 장기적으로는경유소비에대해서는비탄력적인반면휘발유소비에대해서는매우탄력적인것으로나타났다. 반면소득탄력성의경우휘발유와경유모두단기적으로비탄력적이라는결과가나왔으며, 장기적으로는휘발유에대해서는비탄력적이 < 표 9> 단일방정식모형과연립방정식모형의단기및장기탄력성추정결과비교 구분 가격탄력성 소득탄력성 단기장기단기장기 휘발유 단일방정식모형연립방정식모형 경유 단일방정식모형연립방정식모형

21 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 179 나경유에대해서는탄력적인것으로분석되었다. 단일방정식의가격탄력성의경우휘발유와경유모두단기비탄력적이며, 장기탄력적이다. < 표 9> 와같이휘발유수요의 98% 이상이일반자가용승용차에의해소비되며, 2009년말기준으로휘발유차량은 847만대로꾸준히증가하는추세이다. 즉휘발유차량의증가는휘발유소비의증가를유발하므로단기적으로비탄력적일수있다. 하지만휘발유가격이계속적으로상승하게되면일반자가용승용차이용자는차량운행거리를줄이거나연비가높은차종으로교체하는것과같은다양한잠재적대책을마련하기때문에장기적으로는탄력적일것으로판단된다. 경유의가격탄력성의경우경유소비의 50% 이상은화물차와특수차에의해소비되므로경유가격이상승한다고하더라도차종의특성상계속적으로운행해야하기때문에경유가격이상승하더라도소비량에는큰변화가없다. 하지만최근급증하고있는경유자가용차량의비중이커짐에따라장기적으로는휘발유자가용차량과유사하게장기탄력적일수있음을예상할수있다. 단일방정식의소득탄력성은휘발유와경유모두단기 장기적으로비탄력적이다. 즉휘발유와경유소비모두소득의영향을크게받지않는다는의미이며이와같은결과의가장큰이유는소득이증가한다고하더라도일반자가용운전자의휘발유소비나일정한운행노선을따르는버스의경유소비에는큰변화가없다는것이다. 또한소득이계속적으로증가할경우일반자가용운전자가연비는휘발유승용차에비해상대적으로낮지만다목적승용차의개념으로최근급증하고있는 RV 차량으로교체함으로써 < 표 10> 과같이휘발유자가용차량대수는줄고경유자가용차량대수는늘어나그로인해발생하는휘발유와경유소비변화를기대할수있을것이다. 하지만휘발유에서경유차량으로전환하면서감소하는휘발유소비량은꾸준히증가추세에있는휘발유차량에의해소비되는휘발유소비량과상충되는부분이발생하므로실제탄력성의변화는크지않을것으로판단된다. 연립방정식의가격탄력성의경우휘발유는단기비탄력적이나장기적으로는탄력적이다. 이결과는단일방정식의결과와동일하며휘발유소비의대부분을차지하는자가용승용차 < 표 10> 휘발유와경유사용승용차등의동일유종사용차량에대한비율 용도별차종 동일유종사용차량에대한비율 휘발유자가용승용차 (a) 경유 자가용승용차 (a) 영업용승용차 (b) 승합차 (c) 화물차, 특수차 (d)

22 180 環境論叢第 50 卷 (2011) 사용자가경유차량으로대체하는경우가전체휘발유승용차차량대수에비해아직까지는크지않다는점을감안할때탄력성결과의근거도유사한것으로판단할수있다. 하지만경유의경우단기적으로는가격비탄력적이지만, 장기적으로경유가격이계속적으로상승할경우연비측면에서휘발유에비해유리한경유차량의이점이낮아져현재와같이경유승용차이용자의증가추세가계속되지않을수있으며, 경유소비의대부분은화물차량이차지하게되므로장기적으로는가격비탄력적인것으로판단된다. 연립방정식의소득탄력성은휘발유와경유모두단기비탄력적이나, 장기적으로는휘발류는비탄력적이며경유는탄력적이다. 즉휘발유와경유소비모두단기적으로는소득의영향을크게받지않으나소득이계속적으로증가하면중형승용차와같이연비의효율이낮아도승용차의기호에따른차량선택이증가할것이므로연비측면에서상대적으로이점을갖는경유승용차로대체하는경우가많지않을것이다. 또한소득의증가로화물차와버스의수요는안정적인상태가되거나, 국내경기호전으로국내화물운송이증가하게되고이로인해경유소비증가될수있다. 또한소득의증가는일반자가용운전자가경유차량인 RV 차량으로차종으로교체할수있기때문에경유소비량이증가하게된다. 실제로최근에는경유자가용승용차가꾸준히증가하고있기때문에이러한추세를고려할때소득이증가할경우경유의탄력성이휘발유보다크게나타날수있다. Ⅵ. 결론 본연구는 1975년부터 2009까지의연도별시계열자료를이용하여수송용휘발유와경유의수요모형을추정하였다. 수요모형추정을위해두가지가정을하였는데우선휘발유와경유를각각독립재로본경우에대해이중로그회귀모형과 ARIMA 모형을적용하여단일방정식모형을추정하였다. 또한휘발유와경유를대체재로본경우에대해이중로그회귀모형과두유종간수요전환부분을설명하기위해 SUR(Seemingly Unerlated Regression) 모형을이용하였다. 수송용휘발유와경유수요모형에서는일인당국민소득, 리터당가격, 휘발유와경유의과거수요량, 1980년부터 1987까지의더미변수를설명변수로설정하였다. 변수의적합성은안정성 (stationary) 검정과공적분 (cointegration) 검정을통해검정하였다. 휘발유과경유수요량에대한안정성검정을위해자기상관함수와단위근 (unit root) 검정을한결과시차적용을통해안정성이확보되었으며, 종속변수와설명변수간의상관관계파악을위해공적분검정과 Granger 인과관계검정을한결과선정된독립변수를이용한수요모형설정이가능한것으로판단되었다. 최종적으로추정된수요모형의추정결과모든모형의변수는통계적으로유의한것으로

23 수송용휘발유와경유수요의가격및소득탄력성추정 181 나타났으며모형식의변수추정값은기대부호와일치하였다. 특히모형식의변수값이휘발유와경유의탄력성이되며, 단일방정식모형과연립방정식모형은단기탄력성결과에부분조정모형 (Partial Adjustment Model) 의조정계수 ( ) 를조정비율로적용하여장기가격탄력성과장기소득탄력성을추정한다. 분석결과단일방정식모형의경우휘발유와경유모두가격에대해단기적으로비탄력적이나, 장기적으로는탄력적인것으로나타났다. 또한소득탄력성에대해서는휘발유와경유모두단기 장기적으로비탄력적이라는결과가나왔으며, 특히단기적으로경유의탄력성이휘발유의탄력성보다크게나온것이특징이다. 연립방정식모형의단기 장기탄력성추정결과를통해휘발유와경유모두가격에대해단기적으로비탄력적이나, 장기적으로는경유소비에대해서는비탄력적인반면휘발유소비에대해서는매우탄력적인것으로나타났다. 반면소득탄력성의경우휘발유와경유모두단기적으로비탄력적이라는결과가나왔으며, 장기적으로는휘발유에대해서는비탄력적이나경유에대해서는탄력적인것으로분석되었다. 본연구는휘발유와경유에대해독립재로가정했을경우와대체재로가정했을경우에대해탄력성추정을했다는점, 부분수정계수를적용하여장기탄력성을추정했다는점에서의의가있으며, 본연구의결과를시계열자료의안정성을가정할때적용할수있는벡터자기회귀모형 (VAR, Vector AutoRegressive), 오차수정모형 (ECM, Error Correction Model), 벡터오차수정모형 (VECM, Vector Error Correction Model) 을적용한결과와각각비교분석하는연구를추후에진행하고자한다. 참고문헌 강만옥 (2007), 최근수송부문에너지세제개편의성과평가, 한국환경정책평가원. 김영덕 (2007), 석유수요와탄력성의변화. KEEI ISSUE PAPER, Vol. 1, pp 나인강 (2006), 기술발전을고려한에너지수요추정, Korea Energy Economic Review, V. 5, pp 나인강 (2001), 국내유가제도변화의효과분석, 에너지경제연구원. 남준우 이한식 (2005), 계량경제학 ( 제2판 ), 홍문사. 이홍재 (2005), E-views를이용한금융경제시계열분석, 경문사. Eltony, M. N. and Al-Mutairi, N. H. (1995), Demand for gasoline in Kuwait: An Empirical Analysis Using Cointegration Techniques, Energy Economics, Vol. 17, pp Graham, D. and Glaister, S. (2002), The Demand for Automobile fuel: A Survey of Elasticities, Journal of Transport Economics and Policy, Vol. 36, pp

24 182 環境論叢第 50 卷 (2011) Houthakker, H. S., Verleger, P. K. and Sheehan, D. P. (1974), Dynamic Demand Analysis for Gasoline and Residential Electricity, American Journal of Agricultural Economics, Vol. 56, pp Kayser, H. A. (2000), Gasoline Demand and Car Choice: Estimating Gasoline Demand Using Household Information, Energy Economics, Vol. 22, pp Koshal, R. K., Koshal, M. and Roussos, P. (1987), Demand for Gasoline in the Pan-Pacific Countries, Proceedings of the Pan-Pacific Conference Ⅳ, Taiwan. Rajindar, K. and Manjulika, K. (2007), Demand for Gasoline in Japan, International Journal of Transport Economics, Vol. 34, pp Ramanathan, R. (1999), Short- and Long-run Elasticities of Gasoline Demand in India: An Empirical Analysis Using Cointegration Techniques, Energy Economics, Vol. 21, pp 교통안전공단, 국토해양부, 에너지경제연구원, keei.re.kr. 통계청, 한국석유공사,