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문제 정의
- 본 논문은 우리나라의 항만을 통한 대 동남아시아 수출과 수입의 결정요인을 분석하기 위해 다음과 같은 선형 대수(log-linear) 형태의 모형을 구성한다.
- 본고에서는 환율변수와 소득변수가 항만을 통한 우리나라의 대 동남아시아 수출입에 미치는 영향의 방향과 크기, 인과성을 분석하였다. 분석을 시작하기 이전에 먼저 단위근 검정과 공적분 검정을 이용하여 변수와 모형이 안정적인가를 살펴보았다.
가설 설정
- 2) 상수항만 있고, 추세항은 없는 경우임.
제안 방법
- 3) VECM의 최소시차는 SIC(schwarz information criterion)을 이용하였다.
- 대부분의 선행연구가 세계경기, 환율, 상대가격, 국내경기와 같은 변수를 도입하여 분석하였다는 공통점은 있으나, 수출입 총액만을 가지고 분석하거나, 분석 대상 지역이 선진국으로 한정되는 문제점이 있다. 따라서 본고에서는 가격변수와 소득변수로 수출입함수를 구성한 후 우리나라 항만을 경유한 대 동남아시아 지역으로의 무역흐름을 시계열 분석방법1)을 이용하여 분석한다.
- 본고에서는 환율변수와 소득변수가 항만을 통한 우리나라의 대 동남아시아 수출입에 미치는 영향의 방향과 크기, 인과성을 분석하였다. 분석을 시작하기 이전에 먼저 단위근 검정과 공적분 검정을 이용하여 변수와 모형이 안정적인가를 살펴보았다. 만약 안정적이지 못할 경우 모형을 구성하는 변수들 간에 안정적인 관계가 성립하지 못함으로써 분석결과가 허구적일 가능성이 있기 때문이다.
- 앞에서 공적분관계가 존재함에 따라 공적분 벡터식을 도출하였다. 이제는 이러한 논의를 바탕으로 VECM을 구성한다.
- 단위근 검정 결과 1차 차분한 시계열자료는 귀무가설의 기각에 성공함에 따라 Johansen 검정을 실시하여 적어도 하나의 공적분 벡터가 존재하는 것으로 나타났다. 이에 따라 공적분 벡터와 VECM을 추정하였다. 추정결과 수출의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 인도네시아>말레이시아>베트남>싱가포르>태국이었으며, 수출의 소득탄력성의 경우는 베트남>싱가포르>태국>말레이시아>인도네시아로 나타났다.
대상 데이터
- 2) 분석기간은 2000년 1월부터 2011년 8월까지이다. 여기서 이용되는 자료는 한국은행과 한국무역협회의 웹사이트, IMF의 IFS CD ROM에서 구하였다.
- 2) 분석기간은 2000년 1월부터 2011년 8월까지이다. 여기서 이용되는 자료는 한국은행과 한국무역협회의 웹사이트, IMF의 IFS CD ROM에서 구하였다.
이론/모형
- 안정성을 갖기 위하여 1차차분을 필요로 하는 시계열 I(1)으로 확인되었기 때문에, I(1) 시계열간의 선형결합에 대한 분석을 실시한다. 여기에는 Johansen의 다변량 공적분 기법이 이용된다. Johansen의 다변량 검정은 특성근에 기초하여 λtrace통계량과 λmax통계량을 이용하여 이루어진다.
- λtrace통계량은 최대 r개의 공적분 벡터가 존재한다는 가설에 대한 우도비 검정통계량이며, λmax통계량은 r+1개의 공적분 벡터에 대한 r개의 공적분 벡터가 존재한다는 가설에 대한 통계량이다. 우도비 검정통계량을 구하기 이전에 투입되는 최소시차의 선정은 SIC(schwarz information criterion)을 이용하였다. 검정 결과 <표 4>와 <표 5>에서 보는 바와 같이 귀무가설을 5% 유의수준에서 기각함으로써 모든 국가의 λmax과 λtrace통계량에서 최소한 1개의 공적분 벡터가 존재함을 알 수 있다.
- 불안정적인 시계열 변수들의 분석 결과는 허구적일 가능성이 크기 때문에 변수들이 안정적인가를 검토하여야 한다. 이를 위해 ADF 검정법을 이용한다. <표 3>은 수준변수와 1차 차분변수에 대한 단위근 검정결과를 보여주고 있다.
성능/효과
- 2) “***”, “**”, “*”는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 통계적으로 유의함을 의미함.
- 2) “***”과 “**”는 각각 1%와 5% 수준에서 통계적으로 유의함을 의미함.
- 2) 상수항만이 포함된 경우이며, 괄호 안의 숫자는 SIC(schwarz information criterion)에 의해 선정된 최소시차를 나타냄.
- 3) ‘**’는 5% 유의수준에서 “단위근이 존재한다”는 귀무가설이 기각됨으로 의미함.
- 3) 에서 수출의 VECM 추정결과 모든 국가들에서 오차수정항은 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였다.
- 검정 결과 와 에서 보는 바와 같이 귀무가설을 5% 유의수준에서 기각함으로써 모든 국가의 λmax과 λtrace통계량에서 최소한 1개의 공적분 벡터가 존재함을 알 수 있다.
- 결론적으로 경기와 환율이 우리나라 항만을 경유한 대 동남아시아 수출입에 지대한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 그리고 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남의 경우 중국경기와 환율이 수출에 미치는 영향을 나타내는 계수가 국내경기와 환율이 수입에 미치는 계수보다 작게 나타남으로써 환율과 경기의 긍정적 영향이 수출에는 별다른 영향을 줄 수 없으며, 수출시장 개척에는 한계가 있음을 보여주었다.
- <표 1>의 수출에 대한 기술적 통계량에서 인도네시아를 제외한 모든 국가들에서 왜도가 존재하지 않는 것으로 나타났으며, 반면에 첨도는 인도네시아만이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 그리고 Jarque-Bera 통계량으로 모든 국가들에서 정규분포가 이루어지지 않음을 알 수 있으며, 변이계수를 통해 말레이시아가 가장 수출 변동폭이 작으며, 싱가포르가 가장 수출 변동폭이 큰 것을 알 수 있다.
- <표 2>의 수입에 대한 기술적 통계량에서 인도네시아와 말레이시아가 왜도가 존재하지 않는 것으로 나타났으며, 반면에 첨도는 싱가포르와 태국이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 그리고 Jarque-Bera 통계량으로 정규분포가 이루어지지 않음을 알 수 있으며, 변이계수를 통해 베트남이 가장 수입 변동폭이 작으며, 태국이 가장 수입 변동폭이 큰 것을 알 수 있다.
- 결론적으로 경기와 환율이 우리나라 항만을 경유한 대 동남아시아 수출입에 지대한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 그리고 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남의 경우 중국경기와 환율이 수출에 미치는 영향을 나타내는 계수가 국내경기와 환율이 수입에 미치는 계수보다 작게 나타남으로써 환율과 경기의 긍정적 영향이 수출에는 별다른 영향을 줄 수 없으며, 수출시장 개척에는 한계가 있음을 보여주었다. 또한 말레이시아, 싱가포르, 태국의 경우 수입함수는 오차수정항의 계수가 수출함수의 그것보다 크게 나타남으로써 불균형에 균형으로의 조정속도가 매우 빠름을 보여주었다.
- 의 순서는 베트남>말레이시아>인도네시아>싱가포르>태국으로 분석되었다. 그리고 싱가포르는 중국경기가, 태국은 엔/달러환율과 경기가 단기 불균형에서 균형으로의 조정 역할을 하는 것으로 나타났다. <표 9>에서 수입의 VECM 추정결과 모든 국가들의 오차수정항은 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였으며, 그 크기의 순서는 말레이시아>싱가포르>태국>인도네시아>베트남으로 분석되었다.
- 만약 안정적이지 못할 경우 모형을 구성하는 변수들 간에 안정적인 관계가 성립하지 못함으로써 분석결과가 허구적일 가능성이 있기 때문이다. 단위근 검정 결과 1차 차분한 시계열자료는 귀무가설의 기각에 성공함에 따라 Johansen 검정을 실시하여 적어도 하나의 공적분 벡터가 존재하는 것으로 나타났다. 이에 따라 공적분 벡터와 VECM을 추정하였다.
- 그리고 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남의 경우 중국경기와 환율이 수출에 미치는 영향을 나타내는 계수가 국내경기와 환율이 수입에 미치는 계수보다 작게 나타남으로써 환율과 경기의 긍정적 영향이 수출에는 별다른 영향을 줄 수 없으며, 수출시장 개척에는 한계가 있음을 보여주었다. 또한 말레이시아, 싱가포르, 태국의 경우 수입함수는 오차수정항의 계수가 수출함수의 그것보다 크게 나타남으로써 불균형에 균형으로의 조정속도가 매우 빠름을 보여주었다.
- 또한 수입의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 베트남>말레이시아>싱가포르>태국>인도네시아이며, 수입의 소득탄력성의 경우는 베트남>말레이시아>태국>인도네시아>싱가포르로 나타났다.
- <표 7>에서 소득이 수입에 미치는 정의 영향과 원/달러 환율이 수입에 미치는 부의 영향이 모두 통계적으로 유의하였다. 수입의 환율탄력성(수입의 소득탄력성)은 인도네시아, 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남에서 각각 0.289(1.641), 0.674(1.731), 0.3 76(1. 546), 0.329(1.702), 1.073(2.509)로 나타났다. 수입의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 베트남>말레이시아>싱가포르>태국>인도네시아이며, 수입의 소득탄력성의 경우는 베트남>말레이시아>태국>인도네시아>싱가포르로 나타났다.
- 수입의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 베트남>말레이시아>싱가포르>태국>인도네시아이며, 수입의 소득탄력성의 경우는 베트남>말레이시아>태국>인도네시아>싱가포르로 나타났다.
- ASEAN 국가들 중에서 말레이시아, 인도네시아, 싱가포르, 태국, 베트남 지역의 항만 경유 수출입의 연평균 증가율을 살펴보면 다음과 같다. 수출의 경우 말레이시아, 인도네시아, 싱가포르, 태국, 베트남이 각각 9.2%, 8.7%, 6.7%, 9.3%, 23.6%로 나타났으며, 수입의 경우 각각 10.3%, 8.8%, 15.4%, 12.%, 16.1%로 나타났다. 이러한 동남아시아 지역으로의 우리나라 수출입 증가 추세는 세계 각국의 자원개발 경쟁과 세계경제 침체에 따른 대안 시장으로서의 동남아시아 시장의 소비 잠재력에 기인한다고 볼 수 있다.
- <표 6>에서 소득이 수출에 미치는 정의 영향은 통계적으로 모두 유의하였으며, 엔/달러 환율이 수출에 미치는 부의 영향은 인도네시아, 말레이시아, 베트남만이 유의하였다. 수출의 환율탄력성(수출의 소득탄력성)은 인도네시아, 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남에서 각각 0.990(0.624), 0.415(0.726), 0.324(1.503), 0.074(1.041), 0.365(1.192)로 나타났다.
- 수출의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 인도네시아>말레이시아>베트남>싱가포르>태국이었으며, 수출의 소득탄력성의 경우는 베트남>싱가포르>태국>말레이시아>인도네시아로 나타났다.
- 공적분 검정 결과 적어도 하나의 공적분 벡터가 존재하는 것으로 나타났기 때문에 <표 6>, <표 7>과 같이 수출입 모형내 변수들의 장기적 관계를 파악할 수 있는 공적분 벡터를 추정한다. <표 6>에서 소득이 수출에 미치는 정의 영향은 통계적으로 모두 유의하였으며, 엔/달러 환율이 수출에 미치는 부의 영향은 인도네시아, 말레이시아, 베트남만이 유의하였다. 수출의 환율탄력성(수출의 소득탄력성)은 인도네시아, 말레이시아, 싱가포르, 태국, 베트남에서 각각 0.
- 에서 수입의 VECM 추정결과 모든 국가들의 오차수정항은 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였으며, 그 크기의 순서는 말레이시아>싱가포르>태국>인도네시아>베트남으로 분석되었다.
- <표 1>과 <표 2>는 수출입 변수들의 기술적 통계량을 보여주고 있다. <표 1>의 수출에 대한 기술적 통계량에서 인도네시아를 제외한 모든 국가들에서 왜도가 존재하지 않는 것으로 나타났으며, 반면에 첨도는 인도네시아만이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 그리고 Jarque-Bera 통계량으로 모든 국가들에서 정규분포가 이루어지지 않음을 알 수 있으며, 변이계수를 통해 말레이시아가 가장 수출 변동폭이 작으며, 싱가포르가 가장 수출 변동폭이 큰 것을 알 수 있다.
- 추정결과 수출의 환율탄력성의 경우 그 크기의 순서는 인도네시아>말레이시아>베트남>싱가포르>태국이었으며, 수출의 소득탄력성의 경우는 베트남>싱가포르>태국>말레이시아>인도네시아로 나타났다.
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