untitled

Transcription

1 정책과제 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문 영향 분석 연구자: 이강욱

2 연구책임 : 이강욱 (한국문화관광연구원 연구위원) 공동연구자: 모수원 (목포대학교 교수) 연구조원 : 김민경

3 서 문 환율 및 국제 유가의 불안정 등 외부환경 변화에 따라 관광산업 에 대한 전망이 어려운 상황입니다. 미국에서 시작된 세계 경기의 침체는 관광부문에도 위축을 가져와 정책적인 방향 설정이 시급한 실정입니다. 환율 상승의 경우 급격한 내국인 출국의 감소와 외래 객 입국의 증대라는 양면을 보이고 있으며, 국제유가의 상승 또한 관광사업체 운영에 상당한 영향을 미치고 있습니다. 본 연구는 2008년 상반기 환율 및 국제유가의 급격한 동반 상 승이 관광수요 및 관광 관련 사업체에 미치는 영향을 분석하는데 중점을 두고 있습니다. 환율상승의 경우 내국인 출국을 억제시키 고 외래객 입국을 증대시키는 효과가 있는 것으로 분석되었습니 다. 유가상승의 경우 유류 할증료 증가를 가져오며, 이는 여행경비 증대로 인한 해외여행 자제 효과를 초래하는 것으로 분석되었습니 다. 환율 및 유가의 변화에 따라 관광호텔업계에는 외래객 증대로 긍정적인 효과도 있었으나, 관광사업체 전체의 경우 매출액이 감 소한 것으로 분석되었습니다. 환율 및 유가 예측의 불가능성이 높아짐에 따라 관광업계의 효 율적인 경영운영을 위한 안전장치의 마련이 필요할 것으로 사료되 며, 관광 소비자 보호를 위한 정책적 방안 마련이 요구됩니다. 본 연구의 결과가 불안정한 경제 상황에 대비한 정책 당국 및 관광사업체의 의사결정에 기초 자료로서 활용되기를 기대해 봅 니다. 본 연구와 관련한 연구자, 공동연구자, 문화부 관계자 여러 분의 참여에 감사드리며, 본 연구의 결과가 정책결정에 도움이 되기를 기원합니다. 2008년 12월 한국문화관광연구원 원장 정 갑 영

4

5 Korea Culture & Tourism Institute 연구개요

6

7 1. 연구배경 및 목적 가. 연구 배경 및 목적 환율상승(원/달러)은 여행비용을 결정하는 주요 변수 중에 하 나로 내국인 출국 및 외래객 입국의 규모를 결정하는 동시에 관광 소비 지출에 영향을 주어 국제 관광수지를 결정하는 파급 효과를 발생시킴 - 환율 상승은 외국인의 여행비용을 감소시키는 효과를 갖는 반 면, 관광관련 원자재 수입 가격을 상승시켜 국내관광 물가를 상승시키는 효과를 초래함 국제유가 상승은 해외 원자재 가격의 상승을 초래함으로써 국내 물가 상승을 가져오는데 이는 관광부문에 영향을 주게 되므로 국제 및 국내 관광시장의 위축을 예상할 수 있음 - 특히, 항공요금의 상승을 초래하여 내국인의 출국과 외국인의 입국 등에 영향을 미칠 것으로 전망됨에 따라 관광시장의 전 반적인 위축이 예상됨 본 연구의 목적은 환율 변화와 국제유가의 변동이 한국의 주요 관광 시장인 일본, 중국, 미국으로의 내국인 출국과 외래객 입국 에 미치는 영향을 분석하는데 초점을 둠 또한, 환율 상승 및 국제유가 변동이 주요 관광사업체에 미치는 영향 분석 및 정책 제언을 제시함 나. 연구 범위 및 방법 연구의 범위 - 유가 및 환율에 따른 입 출국 변화 추이 분석 주요 영향 변수 (환율, 국제유가 등)와 관련한 내국인 출국 및 외래객 입국 추이 및 상관관계 분석 i

8 과거 석유 파동 및 금융 위기 등 외부 경제변수에 의한 관광 시장의 영향에 대한 사례 - 유가 및 환율 변화가 내국인 출국 및 외래객 입국에 미치는 영향 분석 - VAR(Vector Auto-Regression) 모형의 기초로 시간 변화에 따 른 충격반응 분석 환율 및 국제 유가변동의 동적인 변화에 따른 한국 관광시장 의 영향 분석 - 환율 및 유가변화에 따른 항공업업계, 호텔숙박업계 등 관광사 업체의 영향 분석 - 정책적 시사점 제언 연구 방법 - 환율 및 국제유가 변화에 대한 영향분석을 위한 개념적 모형 설정 - 회귀분석 등의 계량적 기법을 적용하는 실증 분석(empirical analysis) - VAR 모형에 의한 외부충격반응 분석 및 주요 영향 변수의 변 화에 의한 시뮬레이션 분석 - 전문가 조사를 통한 관광사업체에 미친 영향분석 2. 연구의 기대효과 및 활용방안 환율 및 국제유가라는 주요 경제변수의 변화에 따라 관광객의 입 출국 수를 전망하는데 기초 자료로 활용될 수 있으며, 관광사업 체가 경제변수 변화에 대한 적절한 사업계획을 수립하는 데에 활 용될 수 있음 정부가 경기변화에 따라 관광사업체에 대하여 정책적인 지원방 안을 수립하고 조정하는 데에 자료로 활용될 수 있음 ii

9 3. 장기모형 분석 결과 가. 주요 국가별 한국인 출국자 추정결과 아웃바운드 관광의 경우, 환율은 5%에서 음의 부호로 유의하여 달러화에 대한 원화가치의 하락은 해외관광 욕구를 억제하는 요 소로 작용하고 있음 한국 경기변수는 미국으로의 여행을 제외하고 양의 부호로 5%에 서 유의하여 국내경기는 해외관광을 촉진하는 요인임을 보여줌 유가요인에서는 유가상승이 도착 국가에 따라 다른 영향을 미치 고 있는데, 중국에 대하여는 억제효과를 일본에 대하여는 증가 효과를 보이고 있으며, 미국과는 통계적으로 유의한 관계가 성 립하지 않고 있음 - 즉, 미국으로의 여행자들은 유가상승에 영향을 받지 않으며, 중 국으로의 여행은 감소하는 반응을, 일본으로의 여행은 증가하 는 반응을 보인다는 차이를 나타냄 IMF 외환위기는 중국을 제외한 국가로의 여행을 감소시켰으며, 사스 질병은 일본과 미국으로의 여행에 유의한 영향을 미치지 않은 반면, 중국으로의 여행에는 상당한 크기로 영향을 미쳤음 <표 1> 관광수요함수 추정: 출국 구분 const exus k imf sars 총 출국자 한국 일본 한국 중국 한국 미국 주: ( )는 t통계값임 (36.13) (34.30) (1.310) (32.40) (-9.142) (-9.780) (-3.255) (-7.415) (-0.510) (6.065) (-2.696) (1.026) (17.96) (5.517) (22.24) (0.088) (-3.245) * (-1.742) (0.136) (-2.620) (-7.065) (-1.038) (-10.31) (0.455) iii

10 환율 및 유가 변화에 의한 내국인 출국의 탄력도 - 환율변화에 의한 내국인 출국자의 탄력도가 방일, 방중, 방미 한 국인 출국자는 1 보다 낮게 나타나 비탄력적인 것으로 분석됨 - 유가 변화에 의한 내국인 출국자의 영향 또한 비탄력적인 것으 로 분석되며, 내국인 출국은 유가보다는 환율에 상대적으로 민 감한 것으로 분석됨 나. 주요 국가별 외래객 입국자 추정결과 인바운드 관광의 경우 환율상승은 미국을 제외한 국가로부터의 입국에 긍정적 영향을 미쳤으며, 일본을 제외한 국가의 경기상 승이 한국으로의 입국을 촉진한 것으로 나타남 - 미국의 경우 환율의 부호가 예상과 일치하지 않으며, 계수의 크기가 0.14로 낮음 - 일본인의 한국여행에 일본 경기가 통계적으로 유의한 영향을 미치지 못하고 있음 - 한국으로 여행하는 미국인과 일본인들은 각각 환율과 경기변동 에 별다른 반응을 보이지 않았음 사스질병은 외국인들의 한국 여행이 감소하는 영향을 미쳤으나, 외환위기는 일본과 중국인의 입국에는 부정적 영향을 주면서도 미국인의 입국은 증가시키는 이중적 결과를 보임 iv

11 <표 2> 관광수요함수 추정: 입국 (단위: %) 총입국자 (8.123) 일본 한국 (2.203) 중국 한국 (0.032) 미국 한국 (23.89) const exus w imf sars (15.84) (11.32) (7.285) (-2.357) (3.893) (0.760) (2.393) (6.293) (6.716) (0.876) (7.537) (3.540) (-6.994) (-5.473) (-3.617) (2.642) (-10.17) (-8.003) (-3.655) (-7.864) 환율 및 유가 변화에 의한 외래객 입국의 탄력도 - 환율 1% 상승으로 인한 총입국자 수 증가율은 0.56%로 추정되 며, 방한 일본인의 경우는 0.92로 1 에 근접한 수치를 보이 고 있고, 방한 중국인의 경우 탄력도가 1.11로 환율변화에 민 감한 것으로 분석됨 - 국제유가 변수에 대한 외래객 입국효과는 예상과는 달리 양(+) 의 부호를 나타내고 있으나, 추정계수는 낮은 수준을 보여 외 래객 입국에는 크게 영향을 미치지 않은 것으로 분석됨 4. 단기 모형추정결과 가. 내국인 출국자 단기 추정 결과 출국자에 대한 오차수정방정식에서 총출국, 일본출국, 중국출국, 미국출국 모두에서 오차수정항의 계수가 음의 부호로 5%에서 유 의하여 모형이 공적분 관계를 가지고 있음을 보여줌 오차수정계수의 국가 간 차이는 크지 않으나, 일본이 로 가장 크고 미국이 으로 가장 낮음 일본과 중국으로의 여행은 경제여건이 변할 경우 미국여행보다 쉽게 조정한다는 것을 의미하는데, 근거리 여행의 조정이 장거리 여행의 조정보다 쉬운 것이 하나의 이유가 될 수 있음 v

12 총출국자 <표 3> 오차수정모형 : 출국 = F=32.08(0.00) 일본 = F=32.86(0.00) 중국 미국 = F=15.20(0.00) = F=55.81(0.00) 주: 1. 계수 밑 괄호 안의 숫자는 t통계량, F통계량 옆 괄호 안의 숫자는 유의수준 2. z t는 오차수정 변수임 나. 외래객 입국자 단기 추정 결과 입국자에 대한 오차수정모형에서 총 입국, 일본 입국, 중국 입국, 미국 입국 모두에서 오차수정항의 계수가 음(-)의 부호로 5%에서 유의하여 모형이 공적분 관계를 가지고 있음을 보여주고 있음 오차수정계수의 국가가 차이가 커서, 일본은 , 미국 인데 비해 중국은 에 불과함(<표 4>) - 경제여건이 변동할 경우 한국으로의 여행을 가장 쉽게 조정하 는 국가는 일본, 미국의 순임 - 중국거주자는 한국여행을 좀처럼 변경하지 않으려는 경향을 가 지고 있음을 알 수 있는데, 이는 중국인은 필수적인 이유로 한 국을 방문하는 것으로 해석할 수 있음 또한, 중국을 제외하고 입국자에 비해 출국자 오차수정계수가 작 으므로 불균형 조정속도가 입국자에 비해 출국자의 조정이 느림 vi

13 - 경제적 또는 경제외적 여건의 변화가 발생할 경우 입국자 수는 빠르게 조정되는데 비해 출국자 수는 더디게 반응(감소)한다는 것을 의미하며, 단기적으로 관광수지 적자를 감소시키는 요인 이 된다는 것을 알 수 있음 <표 4> 오차수정모형 : 입국 총입국자 = F=18.73(0.00) 일본 = F=20.06(0.00) 중국 = F=4.8347(0.00) 미국 = F=39.25(0.00) 주: 계수 밑 괄호 안의 숫자는 t통계량, F통계량 옆 괄호 안의 숫자는 유의수준 5. 충격반응분석결과 환율이 1달러에 30원, 유가가 배럴당 10달러 상승하는 충격을 전제로 입국자와 출국자 수의 반응을 분석함 일본에 대한 출국자수 반응으로 환율상승충격에 대해 15만 명 감소와 유가상승충격에 대해 19만 명 감소를 보이고, 입국자수 반응으로 환율상승충격에 대해 21만 명 증가와 유가상승충격에 대해 0.3만 명 증가를 보임 중국에 대한 출국자수 반응으로 환율상승충격에 대해 7만 명 감 소와 유가상승충격에 대해 23만 명 감소를 보이고, 입국자수 반 응으로 환율상승충격에 대해 1.3만 명 증가와 유가상승충격에 vii

14 대해 7.2만 명 감소를 보임 미국에 대한 출국자수 반응으로 환율상승충격에 대해 12.5만 명 감소와 유가상승충격에 대해 13만 명 감소를 보이고, 입국자수 반응으로 환율상승충격에 대해 1만 명 감소와 유가상승충격에 대해 1.0만 명 증가를 보임 환율에 의한 입국자 증가효과는 일본이 상대적으로 크며, 이는 환율 상승 시 일본인 입국자가 가장 크게 증가한다는 점에서 이 에 대한 일본인 대상 마케팅 및 홍보 등의 보다 적극적인 대책 이 수립되어야 한다는 것을 시사함 6. 관광사업체 영향분석 결과 항공업계의 경우, 유가변동으로 인하여 항공사의 고정비용 증가 에 따른 경영압박으로 어려움 가중, 이미지 저하, 유류할증료 부 과에 따른 소비자의 비용증가 등의 영향을 보임 - 환율의 경우, 국제선 항공권 발권 시 세금 및 유류할증료를 USD로 계산하므로 인하여 소비자의 부담이 증가하고 국내물 가가 상승하는 부작용을 초래함 여행업계의 경우, 유가 상승시 유류할증료 등을 통한 항공운임 인상으로 인하여 여행상품 가격인상이 초래되고, 유가 하락이나 안정의 경우, 여행상품 가격이 인하되거나 안정화됨 - 원화 평가 절하의 경우, 동일한 해외여행상품가격의 상승을 가 져와 상품 구매력을 약화시키고, 평가 절상 시에는 구매력 강 화역할을 하며, 현지 지출비용에 대해 심리적인 비용 부담 증 가로 여행수요 위축에 영향을 주고 있음 호텔업계는, 환율에 비하면 유가 영향은 별로 없는 편이나, 시설 유지비가 증가(연료비 및 난방비 등)되고, 환율 상승으로 인하여 면세사업을 가지고 있는 호텔의 경우 환차익 발생으로 매출은 viii

15 오히려 늘어남 관광업계 전반을 볼 때, 합리적인 유류 할증료 제도의 정착과 내 국인 관광객의 국내 유턴 수요에 맞춘 마케팅활동의 전개가 필 요한 것으로 사료됨 7. 정책 제언 내국인 출국자 감소 및 국내관광수요로의 전환 - 환율상승 및 국제유가의 상승은 내국인 출국자수를 급격히 감소 시키는 주된 영향요인으로 분석되어 해외여행의 자제로 인한 국 내관광수요 증대가 예상되므로, 잠재적 해외여행자의 여행욕구 를 국내관광으로 유도 및 흡수할 수 있는 방안 모색이 필요함 환율 변화에 민감한 국가에 대한 홍보 지원 및 마케팅 - 환율 상승에 의한 입국자 증대효과에서 일본이 상대적으로 높 은 경향을 보이므로 환율 상승시 일본 관광객 유치를 위한 전략적 홍보 마케팅 계획 수립을 통하여 환율 상승효과의 극대 화를 꾀하여야 함 - 상대적인 쇼핑물가 하락을 반영하는 쇼핑관광활성화 방안 마련 및 이에 대한 정책적 지원이 필요함 관광사업체에 대한 지원방안 - 환율 및 유가상승으로 인해 관광관련 사업체가 전반적으로 경 영의 어려움을 겪고 있고, 또한 여행비용 상승이 여행수요 감 소로 이어지는 악순환이 우려되는 상황임 - 따라서 관광업계의 경영운영 및 여행비용을 동시에 고려해볼 때, 항공업계에 대하여는 유류할증료제도의 합리적 실행을 위 한 방안 모색을, 여행업계에 대하여는 아웃바운드 시장과 인바 운드 시장 각각에 맞춘 수익모델변화에 대한 정책적 지원을, 호텔업계에 대하여는 현재 적용중인 부과세 영세율의 지속적 적용방안 모색을 고려해 볼 수 있음 ix

16 목 차 제1장 서 론 1 제1절 연구배경 및 목적 3 1. 연구 배경 3 2. 연구 목적 3 제2절 연구 범위 및 방법 4 1. 연구 범위 4 2. 연구 방법 5 제3절 연구의 기대효과 및 활용방안 5 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 7 제1절 유가 및 환율 변화 추이 9 1. 유가 변화 추이 9 2. 환율 변화 추이 10 제2절 관광객 입 출국 및 관광 수입 지출 변화추이 월별 유가, 환율 추이에 따른 입출객수 변화 월별 유가, 환율 추이에 따른 관광 수입 지출 월별 유가, 환율 추이에 따른 1인당 관광 수입 지출 15 제3절 오일쇼크 및 금융위기 관련 사례분석 차 오일 쇼크(1973~1974) 차 오일 쇼크(1978~1979) 걸프전(1991) 이라크전(2003) IMF금융위기(1998) 23 제4절 시사점 26 x

17 1. 환율의 관광수요 영향 유가의 관광수요 영향 27 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 29 제1절 변수 및 분석모형 변수설명 분석모형 설정 32 제2절 단위근 검정 및 추정방법 단위근 검정 공적분 기법 이동회귀분석 40 제3절 모형의 안정성 검정 단위근 검정결과 공적분검정 43 제4장 분석결과 45 제1절 장기모형 추정 한국인 출국자 추정결과 외래객 입국자 추정결과 탄력도 분석 49 제2절 오차수정모형 한국인 출국자 단기 추정 결과 외래객 입국자 단기 추정 결과 51 제3절 이동회귀 분석 총출국과 총입국자 분석 한 일 관광시장 분석 한 중 관광시장 분석 61 xi

18 4. 한미 관광시장 분석 64 제4절 시사점 66 제5장 충격반응분석 69 제1절 총출국자와 총입국자 충격반응분석 충격반응 함수의 개념 충격반응분석 누적 충격반응분석 73 제2절 한 일 관광시장의 충격반응분석 충격반응분석 누적 충격반응분석 76 제3절 한 중 관광시장의 충격반응분석 충격반응분석 누적 충격반응분석 79 제4절 한 미 관광시장의 충격반응분석 충격반응분석 누적 충격반응분석 82 제5절 시사점 84 제6장 관광사업체의 영향 및 정책대응방안 87 제1절 환율 및 유가 변화의 파급경로 환율 변화의 파급경로 국제유가 변화의 파급경로 국제유가 및 환율 상승 90 제2절 관광사업체의 영향 항공업계 여행업계 94 xii

19 3. 호텔-숙박업계 외식 및 면세업계 전문가조사 결과 97 제3절 시사점 98 제7장 결 론 101 제1절 요약 103 제2절 정책 제언 106 참고문헌 107 Abstract 110 부 록 113 xiii

20 표 차례 <표 2-1> 유가 변화 추이 (Dubai:1970~ ) 10 <표 2-2> 환율 변화 추이 (1980~ ) 11 <표 2-3> 1차 오일 쇼크 (1973~1974) 관련 지표 변화 18 <표 2-4> 2차 오일 쇼크 (1973~1974) 관련 지표 변화 19 <표 2-5> 걸프전 (1991)관련 지표 변화 21 <표 2-6> 이라크전(2003) 관련 지표 변화 22 <표 2-7> IMF 금융위기(1998) 관련 지표 변화 24 <표 2-8> IMF 금융위기(1998) 관련 주요국 출 입국 변화 25 <표 3-1> 공적분 분석 절차 40 <표 3-2> 단위근 검정 42 <표 3-3> 다변량공적분검정 44 <표 4-1> 관광수요함수 추정: 출국 48 <표 4-2> 관광수요함수 추정: 입국 49 <표 4-3> 환율 및 유가 변화에 따른 출국자 탄력도 49 <표 4-4> 환율 및 유가 변화에 따른 입국자 탄력도 50 <표 4-5> 오차수정모형 : 출국 51 <표 4-6> 오차수정모형 : 입국 52 <표 4-7> 이동회귀계수: 총출국자 및 총입국자 55 <표 4-8> 이동회귀계수: 일본 59 <표 4-9> 이동회귀계수: 중국 62 <표 4-10> 이동회귀계수: 미국 65 <표 5-1> 충격반응: 총출국자 및 총입국자 74 <표 5-2> 충격반응: 일본 77 <표 5-3> 충격반응: 중국 80 <표 5-4> 충격반응: 미국 83 <표 6-1> 연도별 항공유 추이 91 <표 6-2> 아시아나항공 영업실적 추이 92 xiv

21 <표 6-3> 대한항공 영업실적 추이 92 <표 6-4> 서울 9대 호텔 연도별 성장 추이 95 <표 6-5> 서울 중저가호텔의 9월 관광객 현황 95 <표 6-6> 지방 호텔 방문 현황 96 <표 6-7> 서울지역 면세점 연도별 성장 추이 96 <표 6-8> 관광업계 전문가 조사 결과 97 xv

22 그림 차례 [그림 2-1] 유가 변화 추이 (1970~ ) 9 [그림 2-2] 환율 변화 추이 (1980~ ) 11 [그림 2-3 월별 유가추이에 따른 입출객수 변화 12 [그림 2-4] 월별 환율추이에 따른 입출객수 변화 13 [그림 2-5] 월별 유가추이에 따른 관광수입 지출 변화 14 [그림 2-6 월별 환율추이에 따른 관광수입 지출 변화 15 [그림 2-7] 월별 유가추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 16 [그림 2-8] 월별 환율추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 17 [그림 2-9] 1차 오일 쇼크(1973~1974) 관련 지표 변화 18 [그림 2-10] 2차 오일 쇼크(1973~1974) 관련 지표 변화 20 [그림 2-11] 걸프전 (1991)관련 지표 변화 21 [그림 2-12] 이라크전(2003) 관련 지표 변화 23 [그림 2-13] IMF 금융위기(1998) 관련 지표 변화 25 [그림 4-1] 달러화의 원화표시 환율의 변동 56 [그림 4-2] 영향력 변화: 총출국자 56 [그림 4-3] 영향력 변화: 총입국자 56 [그림 4-4] 엔화의 원화표시 환율 변동 60 [그림 4-5] 영향력 변화: 방일한국인 60 [그림 4-6] 영향력 변화: 방한 일본인 60 [그림 4-7] 위안화의 원화표시 환율 변동 63 [그림 4-8] 영향력 변화: 방중한국인 63 [그림 4-9] 영향력 변화: 방한 중국인 63 [그림 4-10] 영향력 변화: 방미한국인 66 [그림 4-11] 영향력 변화: 방한미국인 66 [그림 5-1] 충격반응: 총출국자 72 [그림 5-2] 충격반응: 총입국자 73 [그림 5-3] 충격반응: 방일 한국인 75 xvi

23 [그림 5-4] 충격반응: 방한 일본인 76 [그림 5-5] 충격반응: 방중 한국인 78 [그림 5-6] 충격반응: 방한 중국인 79 [그림 5-7] 충격반응: 방미 한국인 81 [그림 5-8] 충격반응: 방한 미국인 82 [그림 6-1 환율상승의 파급경로 89 [그림 6-2] 유가상승의 파급경로 90 [그림 6-3] 항공유와 항공사 영업이익률 추이 93 xvii

24

25

26 Korea Culture & Tourism Institute 제1장 서 론

27

28 제1절 연구배경 및 목적 1. 연구 배경 환율상승(원/달러)은 여행비용을 결정하는 주요한 변수 중에 하 나로 내국인 출국 및 외래객 입국의 규모를 결정하게 되고, 동시 에 관광 소비 지출에 영향을 주어 국제 관광수지를 결정하는 파 급효과를 갖게 됨 - 환율 상승은 외국인의 여행비용을 감소시키는 효과를 낳지만 관광관련 원자재 수입 가격 상승으로 인하여 국내관광 물가를 상승시키는 효과도 가져옴 국제유가 상승은 해외 원자재 가격의 상승으로 인한 국내물가 상승을 가져오며, 관광부문 또한 물가상승의 영향을 받게 되어 국제 및 국내 관광시장의 위축이 전망되고, 특히 항공요금의 상 승으로 인하여 내국인의 출국과 외국인의 입국 등에 영향을 미 칠 것으로 전망됨에 따라 관광시장의 전반적인 위축이 예상됨 따라서 환율상승(원화가치하락)과 국제유가의 급격한 상승으로 인하여 관광부문에 파급될 영향을 분석하여 관광정책에 있어 효 과적인 대응 방안을 마련할 것이 요구됨 2. 연구 목적 한국의 주요 관광 시장인 일본, 중국, 미국의 내국인 출국 및 외래객 입국에 대하여 환율 변화와 국제유가의 변동이 미치는 영향 분석 환율 상승과 국제유가 변동에 의한 주요 관광사업체의 영향분석 및 정책제언 제1장 서론 3

29 제2절 연구 범위 및 방법 1. 연구 범위 유가 및 환율에 따른 입 출국 변화추이 분석 - 주요 영향 변수 (환율, 국제유가 등)와 관련한 내국인 출국 및 외래객 입국 추이 및 상관관계 분석 - 과거 석유 파동 및 금융 위기 등 외부 경제변수에 의한 관광시 장의 영향에 대한 사례 및 관련 문헌 분석 분석모형설정 및 자료 - 유가 및 환율 영향 분석의 개념적 모형 구축 및 실증분석을 위 한 모형 설정 - 변수 정의 및 자료 구득 유가 및 환율 변화에 따른 영향 분석 - 내국인 출국, 외래객 입국, 관광소비지출, 관광수지 등에 미치 는 영향 분석 - 내국인 출국 및 외래객 입국에 미치는 영향 분석 VAR (Vector Auto Regression) 모형에 기초로 시간 변화에 따 른 충격반응 분석 - 환율 및 국제 유가변동의 동적인 변화에 따른 한국 관광시장의 영향 분석 환율 및 유가변화에 따른 항공업업계, 호텔숙박업계 등 관광사 업체에 미친 영향 분석 정책적 시사점 제언 4 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향분석

30 2. 연구 방법 환율 및 유가의 관광 부문 영향분석을 위한 개념적 모형 설정 회귀분석 등의 계량적 기법을 적용하는 실증 분석(empirical analysis) VAR 모형에 의한 외부충격반응 분석 및 주요 영향 변수의 변화 에 의한 시뮬레이션 분석 전문가 조사를 통한 관광사업체에 미친 영향분석 제3절 연구의 기대효과 및 활용방안 환율 및 국제유가라는 주요 경제변수의 변화에 따라 관광객의 입 출국 수를 전망하는데 기초 자료로 활용될 수 있으며, 관광사업체가 경제 변수 변화에 대한 적절한 사업계획을 수립하는 데에 활용될 수 있음 정부가 경기변화에 따라 관광사업체에 대하여 정책적인 지원방 안을 수립하고 조정하는 데에 자료로 활용될 수 있음 제1장 서론 5

31

32 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 Korea Culture & Tourism Institute

33

34 제1절 유가 및 환율 변화 추이 1. 유가 변화 추이 70년대에 두 차례의 석유위기를 거치면서 원유가격은 꾸준한 상승세 를 보였으나, 80년대에 들어서면서 세계적인 경기침체와 석유수요의 감퇴, 소비절약의 진전으로 82년부터 하락세로 돌아섬 OPEC의 산유증산정책에 따라 86년에는 8달러 수준까지 폭락하다 회복 되었으나, 97년 말 세계 석유소비의 25% 이상을 차지하는 아시아 지역 의 금융위기에 따른 대폭적인 석유소비 감소로 국제유가가 폭락함 이에 OPEC의 산유감산정책에 따라 2000년 WTI(West Texas Intermediate)기준 배럴당 30달러가 넘어서는 등 강세기조를 띄며 이 를 유지하다가 2008년 4월에는 100달러를 넘어섬 석유의 전량을 수입에 의존하는 우리나라로서는 유가상승은 경제성장 둔화, 무역수지 악화, 물가 및 실업률 상승 등으로 연결되어 전반적인 경제에 부정적인 영향을 미치고 있음 (달러) Dubai WTI /4 2008/10 [그림 2-1] 유가 변화 추이 (1970~ ) (연도) 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 9

35 우리나라에서 수입하는 Dubai유는 WTI유의 가격 변동 패턴과 유사하 게 나타나고 있는데, 2000년도 이후 급격한 상승추세를 보이고, 2008 년 7월 정점을 기록한 뒤 하락조짐을 보이다가 10월 67.65달러로 비교 적 큰 폭으로 하락함 유가하락의 원인은 공급의 증가나 투자의 확대가 아닌 세계 경기 악화 와 침체와 수요의 감소에 의한 하락으로 추정해 볼 수 있으며, 경기가 회복되고 수요가 증가하면 다시 상승할 것으로 예상됨 <표 2-1> 유가 변화 추이 (Dubai:1970~ ) (단위: $ US) /4 2008/7 2008/ 자료: 에너지경제연구원, 한국석유공사 2. 환율 변화 추이 원-달러환율의 추이를 살펴보면 경상수지적자현상이 지속됐던 1980년 대 중반까지 환율은 계속 상승하여 1985년 871원에 달하였으나, 1986 년 이후 경상수지흑자가 누적되면서 환율이 급격히 내려가면서 1989 년에는 667원까지 하락함 1990년대 들어서 경상수지가 다시 적자로 반전함에 따라 환율이 다시 완만하게 오르면서 1995년에는 달러 당 771원에 달하다가 1997년 IMF시기를 맞아 급격하게 환율이 인상됨 그 후 2000년대 들어서는 지속적인 하락추세 및 정체현상을 보이고 있음 10 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

36 (달러, 엔) 1,600 1,400 1,200 1, /4 2008/7 2008/10 (연도) 원/달러 원/엔 [그림 2-2] 환율 변화 추이 (1980~ ) 1995년 이후 원/달러와 원/엔의 변동 패턴은 유사한 추세를 보이고 있 으며, 전반적으로 볼 때 환율 변화 추이는 고정환율제를 채택하였던 80년대 이전에는 변동 폭이 적었으며, 변동환율제로 바뀐 90년대 이 후부터는 국제적인 경기 사이클과 대응하는 추세를 보임 <표 2-2> 환율 변화 추이 (1980~ ) (단위: 원) 구분 원/달러 원/엔 자료: 한국은행( / / /10 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 11

37 제2절 관광객 입 출국 및 관광 수입 지출 변화추이 1. 월별 유가, 환율 추이에 따른 입출객수 변화 월별 유가추이에 따른 입출객수 변화 최근 (2006~2008)의 월별유가추이에 따른 입출객수 변화를 살펴보면 비교적 전체적으로 유가의 현격한 급등이 최근 1년 내 현상이기 때문 에 아직까지는 유가급등 영향이 입출객수 변화에 영향을 크게 미치지 않은 것으로 보임(부록 <표 1> 참고) 1, , , 입국자수(좌측,천명) 출국자수(좌측,천명) 유가추이 (우측,달러) 그림 2-3 월별 유가추이에 따른 입출객수 변화 12 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

38 월별 환율변화추이에 따른 입출객수 변화 환율 역시 유가와 마찬가지로 최근 1년 내 사이에 큰 원-달러 환율인 상을 보인만큼 이 영향이 입 출국자 수 변화에는 아직 크게 반영되지 않은 것으로 보임 1,400 1,400 1,200 1,200 1,000 1, 입국자수(좌측,천명) 200 출국자수(좌측,천명) 200 환율추이 (우측,원) [그림 2-4] 월별 환율추이에 따른 입출객수 변화 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 13

39 2. 월별 유가, 환율 추이에 따른 관광 수입 지출 월별 유가추이에 따른 관광수입 지출 변화 최근 (2006~2008)의 월별 유가추이에 따른 관광수지 변화를 살펴보면 비교적 전체적으로 유가의 현격한 급등 후 전년대비 관광수입은 증가 한 반면에 관광지출은 감소한 것을 알 수 있음 관광수입(좌측,백만불) 200 관광지출(좌측,백만불) 20 유가추이(우측, 달러) [그림 2-5] 월별 유가추이에 따른 관광수입 지출 변화 월별 환율추이에 따른 관광수입 지출 변화 최근 (2006~2008)의 월별 환율추이에 따른 관광수입 지출의 변화를 살 펴보면 비교적 전체적으로 전년대비 관광수입은 증가한 반면에 관광 지출은 크게 변화가 없음을 알 수 있음 14 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

40 1800 1, 관광수입(좌측,백만불) 관광지출(좌측,백만불) 환율추이(우측,원 ) 1,200 1, 그림 2-6 월별 환율추이에 따른 관광수입 지출 변화 3. 월별 유가, 환율 추이에 따른 1인당 관광 수입 지출 월별 유가추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 최근 (2006~2008)의 월별 유가추이에 따른 1인당 관광수입 지출의 변 화를 살펴보면, 2008년을 기점으로 1인당 관광수입이 지출을 앞서가 는 역전현상을 보이고 있음 - 이는 환율 상승에 의한 외래객 1인당 지출액이 증가한 것으로 판단됨 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 15

41 인당 관광수입(좌측, 달러) 1인당 관광지출(좌측,달러) 유가추이(우측, 달러) [그림 2-7] 월별 유가추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 월별 환율추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 최근 (2006~2008)의 월별 환율추이에 따른 1인당 관광수지 변화를 살 펴보면, 환율변동도 2008년을 기점으로 1인당 관광수입과 상당히 유 사한 곡선을 그리며 동행하는 추세를 보이는 것으로 나타남 16 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

42 2500 1, ,200 1, 인당 관광수입(좌측, 달러) 1인당 관광지출(좌측,달러) 환율추이(우측, 달러) [그림 2-8] 월별 환율추이에 따른 1인당 관광수입 지출 변화 제3절 오일쇼크 및 금융위기 관련 사례분석 1. 1차 오일 쇼크(1973~1974) 아랍산유국과 이스라엘 사이에 벌어진 제4차 중동전( )을 계 기로 아랍산유국들이 석유를 무기로 이용함에 따라 유가가 급등함 - OPEC 10개국은 이스라엘을 지지한 미국 등에 석유금수 조치를 단행함 - 원유생산량 감축과 함께 가격을 전격적으로 인상함 유가는 2.59달러('73.1) 11.65달러('74.1)로 4.5배 급등함 한국의 경우 급등한 74년 입국자의 전년대비 성장은 상당히 크게 감소 하였으나, 이듬해 어느 정도 예년 수준을 회복함 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 17

43 구분 입국자수 (명) <표 2-3> 1차 오일 쇼크 (1973~1974) 관련 지표 변화 (단위: 명, %, 원/달러, 달러) 입국자 변화 출국자 변화 환율변화 유가변화 입국증감율 (%) 출국자수 (명) 출국증감율 (%) 원/달러 환율증감율 (%) Dubai유 (달러) 유가증감율 (%) , , , , , , , , , , 자료: 관광지식정보시스템, 한국은행 350% 300% 250% 입국객 변화율 환율 변화율 출국객 변화율 유가 변화율 200% 150% 100% 50% 0% -50% [그림 2-9] 1차 오일 쇼크(1973~1974) 관련 지표 변화 18 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

44 2. 2차 오일 쇼크(1978~1979) 이란은 회교혁명이 유혈 폭동사태로 발전하자 전면적인 대외 석유수 출을 중단하였고 이에 따라 제2차 석유위기가 촉발됨 - 1차 오일쇼크를 경험했던 각국이 석유비축 경쟁에 나서면서 석유수 급 악화를 야기함 - 유가는 12.7달러('78.12) 37.0달러('80.10)로 3배 급등함 각국이 신축적으로 대응하여 1차 오일쇼크에 비해 충격이 상대적 으로 완화되었는데, 이는 유가가 1년여에 걸쳐 단계적으로 인상되어 각국이 대응할 시간적 여유를 확보하였기 때문으로 분석됨 이 시기에 입국자는 2차 오일쇼크 이듬해인 1980년 크게 감소하는 현상을 나타 낸 후 그 이듬해 예전수준을 회복해서 1차 오일쇼크와 유사한 형태를 나타냄 구분 입국자수 (명) <표 2-4> 2차 오일 쇼크 (1973~1974) 관련 지표 변화 (단위: 명, %, 원/달러, 달러) 입국자 변화 출국자 변화 환율변화 유가변화 입국증감율 (%) 출국자수 (명) 출국증감율 (%) 원/달러 환율증감율 (%) Dubai유 (달러) 유가증감율 (%) ,079, , ,126, , , , ,093, , ,145, , 자료: 관광지식정보시스템, 한국은행 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 19

45 140% 120% 100% 80% 60% 40% 20% 0% -20% 입국자 변화율 환율 변화율 출국자 변화율 유가 변화율 -40% [그림 2-10] 2차 오일 쇼크(1973~1974) 관련 지표 변화 3. 걸프전(1991) 90년 이라크의 쿠웨이트 무력 점령이후 페르시아만 사태로 인해 발생 된 미국과 이라크 간 전쟁에 UN 안보리의 이라크 봉쇄 조치를 단행함 걸프전 발생 후 중동산 두바이 유가는 16.56달러(1991년)에서 17.21달러 (1992년)로 3.9%의 증가를 보였으나, 1년 뒤에 14.90달러(1993년)로 13.4% 가 감소하여 다시 안정을 찾고 있음 - 환율의 경우 733.6원에서 원으로 6.4%증가를 보임에 따라 전 년도에 비해 약 1.8배 정도의 비교적 높은 증가를 보임 걸프전 발생 1년 뒤인 1992년 유가와 환율의 상승으로 입 출국자는 감 소현상을 보였는데, 입국 증감율은 6.9%, 출국 증감율은 8.8% 감소한 결과를 보였음 이 시기 환율변화는 변동 폭이 크지 않았던 것으로 나타남 20 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

46 구분 입국자수 (명) <표 2-5> 걸프전 (1991)관련 지표 변화 (단위: 명, %, 원/달러, 달러) 입국자 변화 출국자 변화 환율변화 유가변화 입국증감율 (%) 출국자수 (명) 출국증감율 (%) 원/달러 환율증감율 (%) Dubai유 (달러) 유가증감율 (%) ,958, ,560, ,196, ,856, ,231, ,043, ,331, ,419, ,580, ,154, ,753, ,818, ,683, ,649, ,908, ,542, ,250, ,066, , ,659, ,341, , 자료: 관광지식정보시스템, 한국은행 50% 40% 30% 20% 10% 0% -10% -20% -30% 입국자 변화율 환율 변화율 출국자 변화율 유가 변화율 -40% [그림 2-11] 걸프전 (1991)관련 지표 변화 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 21

47 4. 이라크전(2003) 조지 부시 미 대통령은 새해 연두 교설에서 이란, 북한을 악의 축으로 규정한 후 이라크가 대량 살상무기 개발을 구실로 벌인 전쟁임 이라크전이 발생한 2003년을 기점으로 유가의 상승 변화가 급격하게 이루어짐 - 이는 OPEC의 생산량 제한 조치, 신진 개발도상국인 BRICS 국가들 의 급격한 산업화에 따른 수요과잉에서 기인한 것으로 보임 기존 시기에 비해 원-달러 환율의 변동 폭이 컸던 것으로 나타남 이 시기에는 SARS가 발생한 2003년 입 출국자가 크게 감소하다 2004 년 회복한 것이 특징인 것으로 보임 구분 <표 2-6> 이라크전(2003) 관련 지표 변화 (단위: 명, %, 원/달러, 달러) 입국자 변화 출국자 변화 환율변화 유가변화 입국자수 (명) 입국 증감율(%) 출국자수 (명) 출국 증감율(%) 원/달러 환율 증감율(%) Dubai유 (달러) 유가 증감율(%) ,321, ,508, ,147, ,084, ,347, ,123, ,752, ,086, ,818, ,825, ,022, ,080, ,155, ,609, ,448, ,324, 자료: 관광지식정보시스템, 한국은행 22 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

48 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% -10% 입국자 변화율 환율 변화율 출국자 변화율 유가 변화율 -20% [그림 2-12] 이라크전(2003) 관련 지표 변화 5. IMF금융위기(1998) 1997년 11월 대한민국 정부는 국제통화기금(IMF: International Monetary Fund)에 국가 지불불능사태를 모면하고자 환율안정을 위 한 긴급구조자금을 요청하였고, 동년 12월 3일 IMF 구제금융을 받기 위한 합의문(양해각서)을 발표함 1998년 본격적인 경제위기가 도래하였으며, 내수시장 침체, 고용침체 및 불안정, 환율급등, 빈부격차의 심화 등과 같은 경제적 문제는 사회 적 문제로까지 확산됨 관광부문에 있어서 환율의 급등과 소득의 감소, 실물경제의 침체 등과 같은 경제적 불안으로 인한 해외여행 및 비즈니스, 유학 등 출국이 감 소한 것을 나타냄(<표2-7>, <표2-8> 참고) 년은 원유생산량의 최고 정점에 이르렀기 때문에 원유의 공급이 충분하였던 점에서 하락한 것으로 추정됨 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 23

49 1998년 방한외래객은 다소 증가한 것으로 나타났으며, 환율이 상승에 따른 원화가치의 하락이 외래객 방문에 크게 영향을 미 치지 못한 것으로 분석됨 구분 <표 2-7> IMF 금융위기(1998) 관련 지표 변화 (단위: 명, %, 원/달러, 달러) 입국자 변화 출국자 변화 환율변화 유가변화 입국자수 (명) 입국 증감율(%) 출국자수 (명) 출국 증감율(%) 원/달러 환율 증감율(%) Dubai유 (달러) 유가 증감율(%) ,753, ,818, ,683, ,649, ,908, ,542, ,250, ,066, , ,659, ,341, , ,321, ,508, ,147, ,084, ,347, ,123, ,752, ,086, 자료: 관광지식정보시스템, 한국은행 24 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

50 60% 50% 40% 30% 입국자 변화율 환율 변화율 출국자 변화율 유가 변화율 20% 10% 0% -10% -20% -30% -40% [그림 2-13] IMF 금융위기(1998) 관련 지표 변화 구분 외래객수 <표 2-8> IMF 금융위기(1998) 관련 주요국 출 입국 변화 (단위: 명, %) 주요국 방한 외래객 주요국 출국자 일본 중국 미국 일본 중국 미국 증감 율(%) 외래 객수 증감 율(%) 외래 객수 증감 율(%) 출국 자수 증감 율(%) 출국 자수 증감 율(%) 출국 자수 증감 율(%) ,526, , , ,111, , , ,676, , , ,126, , , ,954, , , , , , ,184, , , ,538, , , ,472, , , ,100, ,033, , ,377, , , ,169, ,297, , ,320, , , ,266, ,722, , ,802, , , ,427, ,569, , ,443, , , ,569, ,344, , 자료: 관광지식정보시스템 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 25

51 제4절 시사점 1. 환율의 관광수요 영향 환율변화의 관광수요 영향은 상대적으로 적은 영향을 줌 환율변화가 관광수요에 영향을 주는 것은 유가에 비해 상대적으로 적 었던 것으로 보이며, 한국의 경우 90년대 이전의 경우 고정환율제를 사용하였고, 관광수요에 환율이 괄목할 만한 영향을 주었던 것은 IMF 시기에만 국한되었던 것으로 보임 최근 환율변화로 인해 인바운드 수요는 소폭 상승, 아웃바운 드 수요는 소폭 하락함 최근 환율상승은 조금은 제한적인 부분에서 인바운드 및 아웃바운드 수요에 영향을 줌 유가와 환율상승을 계기로 아웃바운드 수요를 국내관광수요 로 전환시킬 필요가 있음 여행자들은 유가, 환율 등의 경제지표에 의한 상대적 가격대비 효용인 식에 민감한 반응을 보이는 경우가 자주 있음 따라서 기존의 저 환율시기에 가격만족도 인식에 따라 국내보다는 해 외여행을 선호하는 계층, 특히 주5일제 시행 이후 주말을 이용한 단기 해외여행객 수요를 중심으로 국내관광으로 수요를 전환 할 수 있도록 하는 마케팅 노력이 필요하다고 할 것임 26 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

52 2. 유가의 관광수요 영향 과거 유가의 변화는 단기적인 파동으로서 관광수요에 영향을 줌 과거 유가 파동이 발생할 경우 실제적으로 관광수요에 영향을 미치는 것은 1년 후 시점으로 이 때 본격적인 효과를 나타냈으며, 그 파동의 효과는 1년 정도의 단기적인 영향을 준 후 다시 어느 정도 예년수준으 로 회복되는 경향을 보임 따라서 최근의 유가파동 역시 2008년 하반기 이후 유가상승 추세의 장 기화 여부 등을 살펴보면 본격적인 영향수준을 판단할 수 있을 것임 유가변화의 경우 여행 인바운드 수요보다는 아웃바운드 수요 에 영향력이 큼 관광산업에서는 인바운드 여행업체보다 아웃바운드 여행업체에서 유가 변화가 수요변화에 민감한 반응을 보이는데, 이는 유류인상 부담금의 큰 상승으로 인한 항공권가격의 부담으로 인한 것으로 최근 항공사 및 여행업 주가에 가장 큰 충격요인으로 작용하였고, 대표업종인 하나투 어의 경우 작년 대비 50% 이상의 주가 하락률을 보이고 있음 제2장 유가 환율 및 입 출국 변화추이 분석 27

53

54 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 Korea Culture & Tourism Institute

55

56 제1절 변수 및 분석모형 1. 변수설명 분석기간은 1995년 1월부터 2008년 8월까지로 월간 자료를 활용하며, 자료는 통계청, 한국은행, 한국관광공사 홈페이지에서 구함 주요 국가별 입국자수와 출국자수를 종속변수로 채택하고, 환율, 국제 유가, 경기변수 및 더미변수 등을 독립변수로 설정함 변수명 설명 비고 tinb 총입국자 수( 명) 종속변수 toutb 내국인 총출국자 수( 명) 종속변수 jkor 방한 일본인 종속변수 kjpn 방일 한국인 종속변수 ckor 방한 중국인 종속변수 kchn 방중 한국인 종속변수 uskor 방한 미국인 종속변수 kus 방미 한국인 종속변수 exus 원/달러 환율 독립변수 exjpn 엔/원 환율 독립변수 exchn 위안/원 환율 독립변수 ipk 한국 산업생산지수 독립변수 ipj 일본 산업생산지수 독립변수 ipc 중국 산업생산지수 독립변수 oilp 국제유가(두바이유 가격) 독립변수 ipw 미국 일본 중국 3국의 가중산업생산지수 독립변수 imf IMF 금융위기(1998년 이후 ) 더미변수 sars SARs (2003년이후) 더미변수 환율은 전체 입국자와 출국자의 경우에는 미국 달러의 원화표시 환율 을 사용하고, 국가별 출국자와 입국자의 경우에는 해당 국가 통화의 원화표시 환율을 사용함 국제유가는 두바이유의 배럴당 달러표시 국제유가변수로 채택함 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 31

57 분석대상국의 산업생산지수를 경기의 대용변수(proxy variable)로 적용함 세계경기에서는 전체 입국자의 경우 우리나라 인바운드 관광에서 일 본, 미국, 중국 3개국의 경기를 가중 평균하여 구하며, 가중치는 최근 3년인 년 일본, 중국, 미국 입국자 수에서 각국이 차지하는 비중인 0.62, 0.23, 0.15로 함 2. 분석모형 설정 가. 총출국자 및 총입국자 분석모형 총출국자 및 총입국자 추정모형에서 원/달러 환율, 국제유가-두바이 유(Dubai), 산업생산지수를 독립변수로 도입하여 분석함 - 더미변수로 IMF의 구제금융 및 SARS 영향을 분석하기 위해 추정모형에 도입함 - 총 출국자 추정모형 tout t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipk t + α 4 dummy - 총 입국자 추정모형 tinb t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipw t + α 4 dummy 나. 주요 국가별 분석모형 국가별 분석 모형은 총출국자 및 총입국자 모형에서 도입된 주요 독립 변수를 도입하되, 환율변수는 분석 국가의 환율을 독립변수로 적용함 일본 관광시장 - 방한 일본인 분석모형 jkor t =α 0 +α 1 exjpn t +α 2 oilp t +α 3 ipj t +α 4 dummy 32 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

58 - 방일 한국인 여행객의 결정요인 모형 kjpn t =α 0 +α 1 exjpn t +α 2 oilp t +α 3 ipk t +α 4 dummy 중국 관광시장 - 방한 중국인 영향요인 분석모형 ckor t =α 0 +α 1 exchn t +α 2 oilp t +α 3 ipc t +α 4 dummy - 방중 한국인 여행객의 결정요인 모형 kchn t =α 0 +α 1 exchn t +α 2 oilp t +α 3 ipk t +α 4 dummy 미국 관광시장 - 방한 미국인 영향요인 분석모형 uskor t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipus t +α 4 dummy - 방미 한국인 여행객의 결정요인 모형 kus t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipus t +α 4 dummy 제2절 단위근 검정 및 추정방법 1. 단위근 검정 공적분을 수행하기에 앞서 개별변수에 대한 단위로 검정은 자료의 정 상성, 비정상성을 판별할 수 있는데, 공적분 회귀분석을 수행하기 이 전의 개별 자료의 검정은 차분 정도를 결정하게 됨 - 검정 방정식은 일반적으로 식(3-1)과 같이 표기함 Χ t = θ 0 +θ 1 Χ t-1 +Ψ 1 Χ t-1 +Ψ 2 Χ t-2 Ψ 4 Χ t-4 +βτ (3-1) 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 33

59 단위근 검정의 가설로서 H o 를 시계열 자료 Xt(원시계열)는 단위근이 존재한다는 가설 즉 비정상성을 가정하고 있고, H 1 은 시계열 자료 Xt 는 단위근이 존재하지 않음(즉, 정상성)을 가정하고 있음 가설 : Η 0 :Χ t Ι(1) Η 1 :Χ t Ι(0) - 가설에 대한 검정 통계량으로는 ADF(Augmented Dickey-Fuller)와 DF(Dickey-Fuller)가 주로 이용되는데, 식(3-1)에서 θ 1 의 t 값을 기 준으로 할 때, DF와 ADF의 임계치는 5%의 유의 수준에서 약 2.93이 며, 1%의 유의 수준에서 약 3.58임 - 원시계열 분석에서 대개는 H o 를 수락하고 H 1 는 기각되는 경향이 있 으며, 또한 2차 차분후 단위근을 검정하여 1차 차분된 자료가 정상성 을 갖는가를 식(3-2)를 통하여 검정할 수 있음 2 Χ t =β 0 +β 1 Χ t-1 +γ 1 2 Χ t-1 +γ 2 2 Χ t-2 (3-2) (단, 2 Χ t = Χ t - Χ t-1 ) - β 1 의 t값을 DF, 혹 ADF 임계치 값과 비교하고, 만약에 시차를 4시 차로 도입했다면, 4번째 시차 변수의 t값과 DF와 ADF 임계치와 비 교할 필요가 있고, 1차 차분에 대한 정상성의 검정은 다음과 같음 34 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

60 - 가설 : Η 0 : Χ t Ι(1) Η 1 : Χ t Ι(0) - 즉, H 0 는 Χ t 가 비정상성임을 검정하는 가설이며, H 1 은 Χ t 가 정상성임을 검정하는 가설임 - 대개의 시계열은 1차 차분 했을 경우 정상성이 되므로, 2차 차분하여 회귀분석했을 경우 H 1 은 수락하고 H 0 는 기각됨 1) 2. 공적분 기법 가. 개념 시계열 자료 X t 가 정상성에 필요한 차분의 횟수를 d라 할 때, 원시계열 X t 는 d차 차분된 시계열이라고 부르며, X t ~ I(d)라 표기함 일반적으로 두 변수 Y t 와 X t 가 각각 I(d)와 I(b)일 때, 이의 선형결합인 Y t -βx t 에서 Y t 와 X t 는 (d,b)차수로 공적분 관계에 있다고 하며, Y t, ~ CI (d, b)라고 표기하는데, 여기서 벡터 (1, β)를 공적분 벡터라고 함 이때 종속변수와 독립변수 간에 장기적 균형관계가 성립하게 되며, 이 경우 공적분벡터는 장기적 균형을 나타내는 모수이고, Y t - βx t 의 차 이는 단기간에 장기적 균형으로부터 벗어나는 불균형오차임(Cuthbertson et al., 1992) 결국 I(0)으로 되면 변화가 유발되더라도 일정한 평균치를 중심으로 움 직일 것이고, 평균으로 복귀하는 특성이 있어 장기적인 균형관계로부 1) 1차 차분한 자료가 정상성 이라면, 즉, 단위근이 존재하지 않으면 이 둘의 자료를 이 용하여 설정한 장기모형을 추정할 수 있다 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 35

61 터 멀어지지 않게 될 것이므로, 공적분이란 개별적으로는 불안정적인 변수들의 선형결합이 안정적인 상태라고 할 수 있음 - 이러한 공적분 개념은 불안정적 변수를 차분하지 않고서도 회귀분석 을 적용할 수 있는 논리적 근거를 제공함 먼저 두 변수 Y t 와 X t 가 각각 I(1)변수라고 할 때 두 변수의 선형결합함 수인 식(3-3)을 통하여 I(1)변수라고 기대할 수 있음 Z t = Y t - βx t (3-3) - 그러나 식(3-3)에서 Z t 가 I(0)가 될 수 있는 β가 존재할 수 있는데, 이 때 Y t 와 X t 는 공적분되었다고 말하고, β를 공적분모수라고 부르 며, 이 때 β에 대한 추정치는 OLS(Ordineary Least Square; 최소자 승법)를 통하여 얻을 수 있음 종속변수와 독립변수 사이에 공적분이 존재하면 오차수정모형이 존재 한다는 대표정리(representation theorem)가 Engle and Granger (1987)에 의해 개발되었는데, 오차수정모형(Error Correction Model:ECM)의 일반적인 형태는 다음과 같음 ΔY t = α + γ + Σ(δiΔX t -i) + Σ(θiΔY t -i) + ν t (3-4) - 식(3-4)에서 시차의 길이는 ν t 가 백색오차가 될 때까지 연장하며, 식(3-4)에서 오차항은 공적분이 존재할 때 전기의 Xt-i과 Yt-i사이 의 불균형 오차를 반영한 오차수정항임 - 여기서 오차항은 식(3-5)와 같이 표기될 수 있음 ν t = Y t -1 - βx t -1 (3-5) 36 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

62 - 식(3-5)는 종속변수 Y t 의 변화가 X t 의 변화뿐만 아니라 두 변수간의 불균형의 정도에 의해서도 영향을 받는 것으로 표현하고 있음 - 이러한 오차수정모형은 장기균형의 특징을 파악함과 동시에 단기적 조정과정을 동태적인 측면에서 파악할 수 있게 해줌 나. Johansen-Juselius 공적분 기법 Johansen의 공적분 기법은 추정하려는 모든 변수들 간에 공적분 관계 가 존재하는지를 검정하는 방법으로 벡터자기회귀(VAR)모형에 기반 을 두고 있음 - 원시계열에서 VAR모형은 식(3-6)과 같이 표시할 수 있음(Johansen, 1988; Johansen et al., 1989) y t = T π i y t-i +ε t i=1,,t (3-6) i=1 (단, yt: 시간 t에 있어서 (n 1) 벡터의 관측치, π i : (n n) 벡터의 계수, ε t : 잔차항) - 식(3-6)을 다시 쓰면, 식(3-7)을 유도할 수 있음 m-1 y t = ψ i y t-i -P o y t-m +ε t i = 1,,T i=1 (3-7) (단, P 0 = αβ 이고, α와 β 은 각각 (n p)행렬) 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 37

63 - 먼저 y t, y t - m 을 y t-1,, y t-m-1 에 대하여 회귀분석(MLE)하고, 잔차를 R ot 와 R mt 로 둘 수 있으며, 이러한 잔차 들의 합을 각각 S oo, S om 및 S mm 으로 두고 계산하면 식(3-8)과 같음 S ij =T -1 T R it R' jt (3-8) i=1 (단, ij=0, m) - 따라서 λs mm -S mo S oo -1S om = 0에 대해 큰 값의 순서로 아이겐 값을 구할 수 있는데, 즉, λ1 λp λ로서 p번째까지 가장 큰 값을 순 서대로 구할 수 있으며, 이에 상응하는 아이젠 벡터 βˆ =(υˆ 1,,υˆ p) 를 구하여 β S mm β=i에 의하여 정규화 할 수 있음 - p개의 공적분 검정은 식(3-9)와 같음 -T n i=p+1 ln(1-λ i ) (3-9) 공적분의 결합형태인 β y t 는 오차 수정모형이 됨 공적분 기법은 ⅰ)모든 변수에 대해 안정적인 방정식을 식별할 수 있 고, 고전적인 통계적 추론이 가능하며, ⅱ)변수들간의 장기균형 관계 에 대한 정보를 안정적인 공적분 벡터에서 확인할 수 있음(Perman, 1991) 모형의 진단에서 모형의 적합성 검정은 잔차 분석을 통해서 이루어 지는데 잔차 분석을 통하여 잔차가 화이트 노이즈(white noise)인가 를 검정함 38 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

64 - 잔차의 자기상관 검정 통계량으로 포트만토 통계량(Portmanteau statistic)과 Box Pearce 검정통계량이 주로 이용됨 다. 공적분 모형의 적용 체계 이상에서 설명된 단위근, 공적분검정, 오차수정모형을 구체적으로 활 용하는 절차는 <표 4-1>과 같음 첫째, 분석할 시계열자료를 변수별로 단위근 검정을 실시하고 변수의 차수를 결정함 둘째, 공적분 회귀방정식에 통상최소자승법을 적용하여 얻어진 잔차분 석을 통하여 공적분의 존재여부를 확인하며, 이 때에 단위근 검정에 이용된 식(3-1)을 활용할 수 있음 2) 셋째, 일단 공적분이 존재한다는 것으로 판정되면 공적분회귀식의 잔 차항을 단기모형에 오차수정항으로 도입함 넷째, 잔차항에 시차를 도입하여 오차수정모형을 구성한 다음 오차수 정모형을 추정함 다섯째, 오차수정모형에 대한 모형의 설정검정을 통하여 최적의 모형을 구축함 2) 공적분 검정식은 Δe t = α + β t + (ρ-1)e t-1 + ΣθjΔe t-j + ε t를 이용한다. 공적 분에 대한 귀무가설 H 0와 대립가설 H 1은 다음과 같다. H 0 : 공적분관계가 존재하지 않음(ρ=1) H 1 : 공적분관계가 존재함(ρ 1) 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 39

65 <표 3-1> 공적분 분석 절차 단위근 검정 장기모형추정 장기모형 추정에서 잔차 (오차항)를 구함 잔차를 단기모형에서 오차 수정항으로 도입하여 단기 오차수정모형을 추정 모형의 적합성을 판단하여 예측을 실시 자료: 이강욱(1999), 한국관광계량모형구축, p 이동회귀분석 전향적 이동회귀는 출국의 경우 식(3-10)을, 입국의 경우 식(3-11)을 1995년 1월부터 2006년 1월까지 추정하여 환율과 유가계수를 도출하 고, 단계적으로 1995년 2월부터 2006년 2월까지 추정하여 계수를 추 정하는 방식으로 1997년 7월부터 2008년 7월까지 추정하는 방법임 전향적 이동회귀분석은 추정결과를 통해 시간이 흐름에 따라 환율과 유가가 국제관광흐름에 미치는 영향력의 변화를 파악할 수 있음 toutb t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipk t +α 4 imf t +α 5 sars t +α 6 11 (3-10) t =1 seasons t 40 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

66 tinb t =α 0 +α 1 exus t +α 2 oilp t +α 3 ipw * t +α 4 imf t +α 5 sars t +α 6 11 (3-11) t =1 seasons t imf는 외환위기를 나타내는 더미변수로 1997년 12월부터 1998년 2월 까지이며, sars는 사스질병으로 2003년 4월부터 2003년 6월에 해당 되며 seasons는 계절더미변수를 나타냄 제3절 모형의 안정성 검정 1. 단위근 검정결과 분석을 시작하기 이전에 먼저 변수가 안정적인가를 살펴보기 위하여 변수의 안정성을 밝히는 것이 필요함 - 통상 최소자승을 이용하여 추정하는 Engle and Granger(1987)의 ADF 단위근 검정법은 식 (3-12)와 같이 나타낼 수 있음 ΔX t = b 0 + b 1 X t -1 + p i =1 c i ΔX t - i +ε t (3-12) - Δ 는 차분연산자로서 ΔX t = X t -X t -1 를, p 는 ε t 가 실증적으로 백 색오차(white noise)이도록 선택하며, 귀무가설은 X t 가 I(1) 이라는 것이며, t 통계량을 이용하여 계수 b 1 이 통계적으로 유의하게 0보다 작을 경우 기각됨 ADF검정의 경우 검정통계량을 구하기 위한 시차 수는 계열상관 을 제거하기에 충분하여야 하므로, 최대 12개의 시차를 부여한 후 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 41

67 Ljung-Box Q 검정통계량을 이용하여 잔차가 백색오차를 갖는 것으로 나타나면 시차수를 감소시킨 후 다시 모형을 확인함 - 이와 같은 방법을 통해 시차수를 계속 감소시킴으로써 최소의 시차 수를 갖는 모형을 선택하며, 선택된 시차길이는 각 통계량 옆의 괄호 안에 표시함 <표 3-1>은 수준변수와 1차 차분변수에 대한 단위근 검정결과를 보여 주고 있는데, 1차 차분한 모든 시계열자료는 귀무가설을 기각함 - 따라서 분석자료가 안정성을 갖기 위하여 1차 차분이 필요하며, 다음 단 계로 I(1) 시계열간의 선형결합에 대한 분석을 할 수 있음 <표 3-2> 단위근 검정 구분 수준변수 차분변수 1 exus (0) [0.2346] *(0) [0.8949] 2 exjpn (0) [0.4305] *(0) [0.7805] 3 exchn (0) [0.1948] *(0) [0.9235] 4 ipus *s(3) [0.5651] *s(2) [0.5334] 5 ipj s(4) [0.1344] *s(4) [0.1840] 6 ipc s(3) [0.2813] *s(3) [0.2549] 7 ipk s(4) [0.6343] *s(3) [0.6191] 8 tout s(0) [0.5629] *s(0) [0.5448] 9 kjpn s(4) [0.1344] *s(4) [0.1840] 10 kchn s(3) [0.2813] *s(3) [0.2549] 11 kus s(4) [0.6343] *s(3) [0.6191] 12 oilp (10) [0.2405] *(6) [0.1329] 주: 1. ( )안의 숫자는 시차길이, [ ]안의 숫자는 Ljung-Box Q 통계량의 유의수준 2. * 는 유의수준 5%에서 단위근을 가진다는 가설이 기각됨. 42 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

68 2. 공적분검정 모형의 안정성 검정을 위해 Johansen(1988)의 다변량 공적분기법(이 하 Johansen검정)을 이용함 - Johansen검정은 다음과 같이 표시할 수 있으며, 먼저 I(1) 변수들이 k 차의 벡터자기회귀과정(vector autoregressive process)을 따르는 것으로 가정하면 식(3-13)과 같이 나타낼 수 있음 X t =Π 1 X t Π k X t - k +μ+ε t, (t =1,,T ) (3-13) - 여기서 ε 1,ε T 는 IIN p (0,Λ) 으로 평균 0, 분산 Λ 인 정규분포로 서 잔차 간에 상호 독립적이며 모집단과 동일하게 분포하는 확률변 수를 나타내며, 일반적으로 경제관련 시계열자료는 불안정한 과정을 갖기 때문에 1차 차분 형태로 표현하면 식(3-14)와 같음 ΔX t =Γ 1 ΔX t Γ k ΔX t - k +1 +ΠX t - k +μ+ε t, (3-14) Γ i =-(I-Π 1 - -Π i ), (i= 1,,k-1) Π=-(I-Π 1 -Π k ) - 식(3-14)에서 ΠX t - k 의 Π 를 통해 변수들간의 장기관계를 분석할 수 있고, 일반적으로 행렬 Π 의 계수(rank)는 알려진 값이 아니므로 특 성근(eigenvalue)에 기초하여 다음과 같은 검정통계량을 이용함 λ trace (r) = -T p i = r +1 ln(1- λˆ i ) (3-15) 제3장 분석모형 설정 및 안정성 검정 43

69 우도비검정통계량(likelihood ratio test statistic)을 구하기 이전에 투입 되는 시차길이는 Ljung-Box Q 검정통계량을 이용하여 잔차가 백색오차 인 최소의 시차길이는 1 로 선택함 - <표 3-2>는 총출국자와 총입국자, 일본출국자와 일본입국자, 중국출국자와 중국입국자, 미국출국자와 미국입국자 8개 모형의 λ trace 통계량이 5% 유의 수준에서 귀무가설의 기각에 성공하여 모형이 안정적임을 보여주고 있음 <표 3-3> 다변량공적분검정 구분 내국인 및 외국인 출입국 일본 총출국자 (toutb) 총입국자(tinb) kjpn jkor r = * * * * r r r 구분 중국 미국 kchn ckor kus uskor r = * * * * r r r 주: 1. "a"는 최대 r개의 공적분벡터가 존재한다는 귀무가설에 대한 통계량임 2. 임계치는 Osterwald-Lenum(1992)의 표 참조 44 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

70 Korea Culture & Tourism Institute 제4장 분석결과

71

72 제1절 장기모형 추정 1. 한국인 출국자 추정결과 아웃바운드 관광의 경우 환율은 5%에서 음(-)의 부호로 유의 하여 달러화에 대한 원화가치의 하락은 해외관광욕구를 억제 하는 요소로 작용하고 있음 한국 경기변수는 미국으로의 여행을 제외하고 양(+)의 부호로 5%에 서 유의하여 국내경기는 해외관광을 촉진하는 요인임을 보여줌 유가요인에서는 유가상승이 도착 국가에 따라 다른 영향을 미치고 있 는데, 중국에 대하여는 억제효과를 일본에 대하여는 증가효과를 보이 고 있으며, 미국과는 통계적으로 유의한 관계가 성립하지 않고 있음 - 즉, 미국으로의 여행자들은 유가상승에 영향을 받지 않으며, 중국 으로의 여행은 감소하는 반응을, 일본으로의 여행은 증가하는 반 응을 보인다는 차이를 나타냄 외환위기는 중국을 제외한 국가로의 여행을 감소시켰으며, 사스 질 병은 일본과 미국으로의 여행에 유의한 영향을 미치지 않은 반면에 중국으로의 여행에는 상당한 크기로 영향을 미쳤음 제4장 분석결과 47

73 <표 4-1> 관광수요함수 추정: 출국 구분 const exus k imf sars 총 출국자 (36.13) (-9.142) (-0.510) (17.96) (-3.245) (-7.065) 한국 일본 (34.30) (-9.780) (6.065) (5.517) * (-1.742) (-1.038) 한국 중국 (1.310) (-3.255) (-2.696) (22.24) (0.136) (-10.31) 한국 미국 (32.40) (-7.415) (1.026) (0.088) (-2.620) (0.455) 주: ( )는 t통계값임 2. 외래객 입국자 추정결과 인바운드 관광의 경우 환율상승은 미국을 제외한 국가로부터 의 입국에 긍정적 영향을 미쳤으며, 일본을 제외한 국가의 경 기상승이 한국으로의 입국을 촉진한 것으로 나타남 - 미국의 경우 환율의 부호가 예상과 일치하지 않으며, 계수의 크기가 0.14로 작음 - 일본인의 한국여행에 일본 경기가 통계적으로 유의한 영향을 미치지 못하고 있음 - 한국으로 여행하는 미국인과 일본인들은 각각 환율과 경기변 동에 별다른 반응을 보이지 않았음 사스질병은 외국인들의 한국 여행에 감소 영향을 미쳤으나, 외 환위기는 일본과 중국인의 입국에 부정적 영향을 미친데 비하 여, 미국인의 입국은 오히려 증가시켰음 48 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

74 <표 4-2> 관광수요함수 추정: 입국 const exus * imf sars 총입국자 (8.123) (15.84) (3.893) (6.716) (-6.994) (-10.17) 일본 한국 (2.203) (11.32) (0.760) (0.876) (-5.473) (-8.003) 중국 한국 (0.032) (7.285) (2.393) (7.537) (-3.617) (-3.655) 미국 한국 (23.89) (-2.357) (6.293) (3.540) (2.642) (-7.864) 주: * 는 개별 추정모형의 w, j, c를 나타냄 3. 탄력도 분석 환율 및 유가 변화에 의한 내국인 출국 영향 환율변화에 의한 내국인 출국자의 탄력도가 1 보다 낮게 나타나 비 탄력적인 것으로 분석됨 유가 변화에 의한 내국인 출국자의 영향 또한 비탄력적인 것으로 분석되 며, 내국인 출국은 유가보다는 환율에 상대적으로 민감한 것으로 분석됨 <표 4-3> 환율 및 유가 변화에 따른 출국자 탄력도 구분 총출국자 한국 일본 한국 중국 한국 미국 환율변화에 따른 탄력도 유가변화에 따른 탄력도 제4장 분석결과 49

75 환율 및 유가 변화에 의한 외래객 입국 영향 환율 1% 상승으로 인한 총입국자 수 증가율이 0.56%로 추정되며, 방 한 일본인의 경우는 0.92로 1 에 근접한 수치를 보이고 있고, 방한 중국인의 경우 탄력도가 1.11로 환율변화에 민감한 것으로 분석됨 국제유가에 의한 외래객입국의 탄력도는 예상과는 달리 양(+)의 부호 를 보이고 있으나, 낮은 수준의 탄력도를 보여 외래객 입국에는 영향 이 낮은 것으로 분석됨 <표 4-4> 환율 및 유가 변화에 따른 입국자 탄력도 구분 총입국자 일본 한국 중국 한국 미국 한국 환율변화에 따른 탄력도 유가변화에 따른 탄력도 제2절 오차수정모형 1. 한국인 출국자 단기 추정 결과 모형이 변수 간 공적분 관계를 갖는 것으로 나타남에 따라 <표 4-5>와 같이 오차수정방정식을 구할 수 있음 출국자에 대한 오차수정방정식에서 총출국, 일본출국, 중국출국, 미국 출국 모두에서 오차수정항의 계수가 음(-)의 부호로 5%에서 유의하여 모형이 공적분 관계를 가지고 있음을 보여줌 오차수정계수의 국가 간 차이는 크지 않으나, 일본이 로 가장 크 고 미국이 으로 가장 작음 50 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

76 일본과 중국으로의 여행은 경제여건이 변화할 경우 미국여행보다 쉽게 조정한다는 것을 의미하는데, 근거리 여행의 조정이 장거리 여행의 조 정보다 쉬운 것이 하나의 이유가 될 수 있음 총출국자 <표 4-5> 오차수정모형 : 출국 일본 중국 = = F=32.08(0.000) F=32.86(0.000) = F=15.20(0.000) 미국 = F=55.81(0.000) 주: 1. 계수 밑 괄호 안의 숫자는 t통계량, F통계량 옆 괄호 안의 숫자는 유의수준 2. z t는 오차수정 변수임 2. 외래객 입국자 단기 추정 결과 입국자에 대한 오차수정방정식에서 총입국, 일본입국, 중국입국, 미국 입국 모두에서 오차수정항의 계수가 음(-)의 부호로 5%에서 유의하여 모형이 공적분 관계를 가지고 있음을 보여주고 있음 제4장 분석결과 51

77 오차수정계수의 국가 간 차이가 커서, 일본 , 미국 에 비 해 중국은 에 불과함(<표 4-6>) - 경제여건이 변동할 경우 한국으로 여행을 가장 쉽게 조정하는 국가 는 일본, 미국의 순서임 - 중국거주자는 한국여행을 좀처럼 변경하지 않으려는 경향을 가지고 있음을 알 수 있는데, 이는 중국인은 필수적인 이유로 한국을 방문하 는 것으로 해석할 수 있음 또한, 중국을 제외하고 입국자에 비해 출국자 오차수정계수가 작아서 불균형 조정속도가 입국자에 비해 출국자의 조정이 느림 - 경제적 또는 경제외적 여건의 변화가 발생할 경우 입국자 수는 빠르게 조정되는데 비해 출국자 수는 더디게 반응(감소)한다는 것을 의미하며, 이는 단기적으로 관광수지 적자를 감소시키는 요인이 됨을 알 수 있음 총입국자 <표 4-6> 오차수정모형 : 입국 일본 중국 미국 = = = F=18.73(0.000) F=20.06(0.000) F=4.8347(0.000) = F=39.25(0.000) 주: 계수 밑 괄호 안의 숫자는 t통계량, F통계량 옆 괄호 안의 숫자는 유의수준 52 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

78 제3절 이동회귀 분석 전향적 이동회귀는 1995년 1월부터 2006년 1월까지 추정하여 환율과 유가계수를 도출하고, 1995년 2월부터 2006년 2월까지 추정하여 계수 를 추정하는 방식으로 시간이 흐름에 따라 환율과 유가가 국제관광흐 름에 미치는 영향력의 변화를 파악할 수 있음 1. 총출국과 총입국자 분석 가. 총출국자 분석 환율에 따른 영향분석 총출국자의 경우 환율의 영향력은 2006년 1월 에서 2007년 10 월 까지 상승하였는데, 환율이 2001년 3월 1,328원에서 2007년 10월 907원까지 지속적으로 하락하여 환율하락에 의한 구매력증가가 해외여행증가를 크게 유발한 것임 그러나 2007년 10월 이후 환율계수는 하락하여 2008년 7월 까 지 감소하였는데, 2007년 11월부터 환율이 상승하기 시작하여 2008년 6월 1.043원까지 상승하였기 때문임 - 이는 환율하락에 의한 여행 증가효과의 본격적 쇠퇴와 동시에 높은 환율과 큰 폭의 환율상승에 의한 해외여행 억제효과가 작용하기 시 작한 것으로 해석할 수 있음 즉, 원화의 과대평가에 따른 이익이 해외여행을 증가시킨 시기가 끝 나고, 높은 환율에 의한 해외여행 억제 시기가 시작된 것임 제4장 분석결과 53

79 유가에 따른 영향분석 유가상승은 상당 기간동안 해외여행의 증가 요인으로 작용하였으 나, 그 효과는 2006년 1월 에서 2008년 4월 , 5월 0.130으로 대단히 작아 해외여행 시 유가에 신경 쓰지 않는 것으로 해석할 수 있음 - 그러나 2008년 초반과 중반에 유가가 급격히 상승하자 유가계수가 2008년 6월 , 7월 으로 음의 부호로 크기를 키워가 고 있으므로, 상승이 지속될 경우 유가의 해외여행 억제효과가 더욱 커질 것으로 예상되며, 반대로 유가 하락 시에 유가의 해외여행증가 효과도 이에 상응하여 더욱 커질 것으로 예상됨 나. 총입국자 분석 환율에 따른 영향분석 총입국자의 경우 환율이 입국자에 미치는 영향력은 2006년 1월 에서 2007년 3월 로 최고 수준에 도달하였으며, 이는 환율의 지속적 하락에 따른 외국인의 한국에서의 구매력 감소가 지속됨으로 서 입국에 있어 환율에 대한 반응이 커졌다는 것을 의미함 - 이후 2008년 7월 까지 하락하였으며, 특히 2007년 10월 에서 11월 으로 급감하였는데, 이는 원화 환율의 하락 폭이 작아지거나 상승함에 따라 외국인들이 환율에 대해 둔감해지고 있다는 것을 의미함 유가에 따른 영향분석 유가계수는 2006년 1월 에서 2008년 7월 라는 대단히 낮은 수준까지 하락하였음 - 유가상승이 지속됨에도 불구하고 그 수준이 높지 않아 외국인 입국 54 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

80 의 증가요소로 작용하지만 꾸준한 유가의 상승으로 이 효과는 거의 영에 가깝다는 것을 의미하고 있고, 유가가 곧 외국인 입국의 억제 요소는 아니라는 점을 시사함 <표 4-7> 이동회귀계수: 총출국자 및 총입국자 구분 2006: : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : :07 총출국자(toutb) 총입국자(tinb) 환율 유가 환율 유가 제4장 분석결과 55

81 [그림 4-1] 달러화의 원화표시 환율의 변동 환율 유가 환율 유가 [그림 4-2] 영향력 변화: 총출국자 [그림 4-3] 영향력 변화: 총입국자 입국이나 출국 모두 환율에 대한 반응이 짧은 기간에 큰 폭의 변동을 보이고 있다는 것을 알 수 있으며, 환율변동이 해외여행에 즉각적으로 영향을 미치고 있음을 보여줌 56 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

82 2. 한 일 관광시장 분석 방일 한국인 분석 일본으로의 여행에 있어 환율의 영향력은 2006년 2월 에서 2007 년 6월 까지 상승하였는데, 엔화의 원화표시환율이 2004년 1월 1,111원에서 2007년 6월 752원까지 지속적으로 하락하여 환율하락에 의한 구매력증가가 일본으로의 해외여행증가를 크게 유발한 것임 - 그러나 2007년 6월 이후 환율계수는 하락하여 2007년 12월 까 지 감소하였는데, 이는 2007년 6월부터 환율이 상승하기 시작하여 2008년 6월 982원까지 상승하였기 때문임 환율 하락에 의한 여행 증가효과의 본격적인 쇠퇴와 높은 환율과 빠른 환율상승으로 인한 해외여행 억제효과가 동시에 작용하기 시 작한 것으로 해석할 수 있음 원화의 과대평가에 따른 이익이 해외여행을 증가시킨 시기가 끝나 고 높은 환율에 의한 해외여행 억제 시기가 시작된 것임 특히, 2008년 1월부터 환율계수가 더 이상 하락하지 않고 있는 점 은 환율상승에 의한 환율의 일본여행 억제효과가 더 이상 약화되 지 않고 오히려 강해질 수 있음을 추론하게 함 유가의 방일 여행에 대한 증가효과는 2007년 7월까지 강해졌으나, 이 후 억제효과는 빠르게 감소하였음 방한 일본인 분석 환율이 한국을 방문하는 일본 여행객에게 미치는 영향력은 2006년 1 월 에서 2007년 10월 으로 최고 수준에 도달하였는데, 이 는 환율하락의 지속으로 인한 일본인의 한국에서의 구매력 감소현상 제4장 분석결과 57

83 이 지속됨에 따라 환율에 대한 반응이 커졌다는 것을 의미함 - 이후 그 영향력은 2008년 7월 까지 하락하였으며, 특히 2007 년 10월 에서 11월 , 12월 으로 크게 하락하였 는데, 이는 원화 환율의 하락폭 변동 현상이 지속됨에 따라 일본인들 이 환율에 대해 점점 둔감해지고 있음을 의미함 - 입국이나 출국 모두 환율에 대한 반응이 짧은 기간에 큰 폭의 변동을 보이고 있음을 알 수 있으며, 환율변동이 해외여행에 즉각적으로 영 향을 미치고 있음을 나타냄 일본인의 한국여행에 있어서 유가계수는 2006년 12월까지 부호가 음 (-)에서 양(+)으로 바뀌어 유가의 한국여행에 대한 억제 효과가 감소 하고 오히려 한국여행의 증가요인으로 작용하였음 - 이는 유가상승의 수준이 한국여행에 부담으로 작용하지 않을 정도이 기 때문으로 추리할 수 있으나, 이후 유가계수는 양에서 음으로 바뀌 었으며, 계속된 유가상승으로 유가가 서서히 한국여행에 대한 억제 요소로 바뀌어가고 있음을 의미함 - 따라서 향후 유가가 계속해서 상승할 경우 유가가 일본인의 한국여 행을 억제하는 효과는 점차 커질 것으로 예상할 수 있음 - 이와는 반대로 유가가 다시 하락할 경우 유가에 의한 한국여행 억제 효과는 줄거나 유가가 부담이 되지 않을 수준까지 하락하면 다시 유 가가 한국여행을 증가시키는 요인이 될 것으로 짐작할 수 있음 58 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

84 제4장 분석결과 59 <표 4-8> 이동회귀계수: 일본 구분 방일한국인(kjpn) 방한 일본인(jkor) 환율 유가 환율 유가 2006: : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : :

85 [그림 4-4] 엔화의 원화표시 환율 변동 환율 유가 환율 유가 [그림 4-5] 영향력 변화: 방일한국인 [그림 4-6] 영향력 변화: 방한 일본인 60 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

86 3. 한 중 관광시장 분석 방중 한국인 분석 한국인의 중국여행의 경우, 환율의 영향력은 2008년 2월 , 3월 , 4월 , 5월 , 6월 , 7월 로 큰 폭으로 빠르게 증가하였음 - 이는 중국 위안화에 대한 원화 환율이 그림 4-7 에서와 같이 2007년 11월부터 상승하기 시작하고, 2008년 3월부터 상승폭이 커진 데에서 그 원인을 찾아볼 수 있으며, 환율의 빠른 상승이 해외여행의 억제효과로 작용한 것으로 해석할 수 있음 유가의 중국여행에 대한 억제효과의 정도는 2006년 1월 에서 2007년 12월 까지 하락하였으나, 이후 증가하여 2008년 6월 에 이르고 있는데, 빠르고 큰 폭의 유가 상승이 중국여행에 영 향을 미치기 시작한 것임 환율이 유가보다 훨씬 더 큰 영향을 미치고 있음 방한 중국인 분석 환율과 유가가 방한 중국인 수에 미치는 영향력은 빠른 속도로 감소하고 있음 - 환율계수는 2006년 1월 에서 2007년 1월 까지 하락하였 으나 이후 2007년 12월 까지 소폭 상승하였고, 이후 대단히 빠른 속도로 다시 하락하여 2008년 7월 까지 감소하였는데, 환율상승에 의한 한국관광 증대효과가 약해지고 있는 것임 유가상승은 중국인의 한국관광을 증가시키는 요소이나 이것 역시 급 격한 유가상승으로 유가에 의한 한국여행 상승력이 약화되고 있음 유가와 환율이 중국인의 한국여행에 점차 불리하게 작용하고 있음 제4장 분석결과 61

87 62 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석 <표 4-9> 이동회귀계수: 중국 구분 방중한국인(kchn) 방한 중국인(ckor) 환율 유가 환율 유가 2006: : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : :

88 그림 4-7 위안화의 원화표시 환율 변동 환율 유가 환율 유가 그림 4-8 영향력 변화: 방중한국인 그림 4-9 영향력 변화: 방한 중국인 제4장 분석결과 63

89 4. 한미 관광시장 분석 방미 한국인 분석 방미 한국인 수에 대한 환율 영향의 정도는 2006년 1월 에 서 2007년 4월 까지 상승하였는데, 이는 달러화의 원화표시 환율이 2001년 3월 1,328원에서 2007년 10월 907원까지 지속적으 로 하락하여 환율하락에 의한 구매력증가가 미국으로의 해외여행 증가를 크게 유발한 것임 - 그러나 2007년 4월 이후 환율계수는 하락하여 2008년 7월 까 지 감소하였는데, 이는 2007년 10월부터 환율이 상승하기 시작하여 2008년 6월 1,043원까지 상승하였기 때문임 환율하락에 의한 여행 증가효과의 본격적인 쇠퇴와 높은 환율과 빠른 환율상승으로 인한 해외여행 억제효과가 동시에 작용하기 시 작한 것으로 해석할 수 있음 - 원화 가치절상에 따른 해외여행 증가 시기가 끝나고, 높은 환율(원화 가치절하)에 의한 해외여행 억제 시기가 시작된 것으로 볼 수 있음 유가의 영향력은 계속 감소하는 형태를 취하나, 통계적으로 유의하지 않으므로, 유가가 미국으로의 출국에 별다른 영향을 미치지 않은 것으 로 해석됨 방한 미국인 분석 환율이 방한 미국인수에 미치는 영향력은 빠른 속도로 감소하고 있으 나, 기대와 달리 환율계수는 음(-)의 부호를 가지고 있으며, 통계적으 로 전 기간에서 유의수준 10%에서도 유의하지 않아 보이는 그래프나 <표 4-6>의 환율계수와 달리 환율이 미국인의 한국여행에 영향을 미 치지 않은 것으로 해석하는 것이 타당함 유가의 영향력은 2006년 1월부터 2008년 1월까지 소폭적인 상승과 64 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

90 하락을 하여 별다른 변화를 보이지 않았으나, 2008년 2월부터 영향력 이 급격히 하락하여 2008년 7월 까지 하락하였음 - 이는 완만한 유가상승에는 별다른 영향을 받지 않았으나, 2008년의 급격한 유가상승에 반응을 보이기 시작하여 이에 따라 한국여행 증 가폭이 감소하기 시작하였다는 것을 의미함 <표 4-10> 이동회귀계수: 미국 구분 2006: : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : : :07 방미한국인(kus) 방한미국인(uskor) 환율 유가 환율 유가 제4장 분석결과 65

91 환율 유가 환율 유가 그림 4-10 영향력 변화: 방미한국인 그림 4-11 영향력 변화: 방한미국인 제4절 시사점 환율은 출국과 입국에 영향을 미치는데 비해 유가는 낮은 수준의 영향 을 미치거나 오히려 한국으로 입국자를 증가시키고 있는데, 이는 유가 의 급격한 변동이 있는 예외적 상황을 배제하면 유가상승이 여행수요 에 미치는 영향이 크지 않다는 것을 보여준다고 할 수 있음 또한, 경제여건이 나빠질 경우 미국과 같이 원거리 국가에 대한 여행은 취소하지 않으려는 경향이 있으나, 일본과 중국과 같은 근거리 국가에 대한 여행은 쉽게 조정하는 경향이 있음 66 환율 및 국제유가 변화에 따른 관광부문의 영향 분석

92 - 외국인 입국의 경우 경제여건 변화에 대해 중국인의 한국여행은 좀처 럼 축소되지 않는데 이는 중국인의 한국방문이 그만큼 필수적인 이유 로 이루어지고 있음을 반영함 환율이 급격히 상승하고 변동성이 커지자 환율이 한국인의 해외여행에 미치는 음(-)의 영향력이 커지는 것으로 나타나고 있으나, 환율이 일정 수준에서 안정되고 변동성이 축소되면 환율상승의 해외여행에 대한 억 제효과는 크게 약해지고, 반대로 환율이 꾸준히 하락할 경우 해외여행 이 큰 폭으로 증가될 것을 짐작할 수 있음 - 이는 환율의 이동회귀계수가 환율 하락기에 크게 증가한 것으로 알 수 있음 환율 및 유가가 일시적으로 급격하게 변화하는 경우 출국자 및 입국자 에 유의미한 영향을 미칠 것으로 보여지나 장기적으로 두 변수가 안정 적일 경우, 입 출국의 단기 조정 속도의 특별한 변동이 있지 않는 한 한국인의 해외여행수요 확대는 지속될 것으로 분석됨 제4장 분석결과 67

93

94 제5장 충격반응분석 Korea Culture & Tourism Institute

95

96 제1절 총출국자와 총입국자 충격반응분석 1. 충격반응 함수의 개념 충격반응함수는 모형 내의 어느 특정 변수에 대하여 1단위 표준편차 (one standard deviation)의 충격을 가한 다음 모형 내의 모든 변수들 이 시간 경과에 따라 반응하는 결과를 확인할 수 있을 뿐만 아니라, 변수간의 상호 연관관계 또는 정책변수의 변화에 따른 파급효과를 분 석할 수 있는 이점을 가지고 있음 충격반응분석은 균형으로부터 괴리의 지속정도, 규모, 그리고 그 흐름 을 쉽게 파악할 수 있는 방법으로 괴리의 규모는 각 변수의 반응경로 의 최대 폭으로 측정하며, 괴리의 지속정도는 정책변수에 1단위 표준 편차만큼의 외생적 충격을 가했을 때, 충격을 받는 변수가 추세로 회 귀하는데 소요되는 기간으로 측정함 X t = n A i i =1 X t - i + r i =1 ξ i Θ t -1 + ν t (5-1) - 여기서 X t 는 출국자(입국자), 환율, 경기, 유가의 벡터를, ν t 는 X t 의 예상하지 못한 변동을 보여주는 충격(impulse) 벡터임 2. 충격반응분석 총출국자 수에 대한 충격반응분석 한 기간(one-period)동안 환율과 유가에 한 단위 표준편차 충격을 가할 경우 출국자와 입국자의 반응을 분석함 - 환율이 1개월 동안 1달러에 30원 상승하는 충격과 배럴당 유가가 10달러 상승하는 충격을 가할 경우 출국자 수의 반응은 그림 5-1 과 같음 제5장 충격반응분석 71