석유공급의 가격탄력성 추정을 위한 분석모형으로서 본 논문은
Ramcharran (2002)과 Krichene (2006)
등에 의해 가장 대표적으로 인용되고 있는Griffin (1985)의 공급모형을 다음과 같이 개선시켜 사용하고자 한다.
Ln St= Lna+b( LnPt) +cX+ε
t
여기에서 Ln은 자연로그, S는 공급량, a는 상수, P는 석유(Crude Oil)의
2) 주택시장에서 주택공급량이 한정된 시기에는 여유주택량이 존재하는 시기에 비하여 공급 곡선의 기울기가 비탄력적이며(Muth, 1960; Follain, 1979; Topel and Rosen, 1988;
Poterba, 1991; Malpezzi and Maclennan, 2001) 특히 주택공급의 규제가 심하며 공급자 수가 제한되어 있는 비경쟁적인 시장일수록 비탄력 정도는 더욱 심하게 나타난다.
(Malpezzi, 2005; Malpezzi and Wachter, 2005). 가솔린 시장의 경우, 석유파동으로 공급 능력이 심하게 저하된 1973～1974년에 공급탄력도는 다른 시기에 비해 30% 낮은 수치로 추정된다(Tsurumi, 1980).
<표 1> 세계 공급의 가격탄력도: 저유가 vs. 신고유가 1984. 01
～ 2006.08
1984. 01
～ 2002. 12
2003. 01
～ 2006.08 탄력도 계수 “b“ 0.0004 (0.04) -0.007 (-0.88) 0.03 (2.70)***
주: ***는 1%, **는 5%, *는 10% 통계적 유의수준을 의미함.
명목가격(West Texas Intermediate Spot Price), X는 공급량에 영향을 줄 수 있는 관련변수의 벡터로 시간(time) 및 천연가스가격 등을 포함한다.3) t는 시 간을 의미하며, 기준은 월별(monthly-base)이다. 계수 b를 통해 공급탄력도가 추정되며, 시계열자료의 특성상 오차항 ε의 자기상관성을 해소하기 위해
OLS
가 아닌Cochran-Orcutt
추정법을 이용하고자 한다.4)우선 저유가시대와 신고유가시대를 나누기 위한 기준시기가 필요한데, <그림
1>에서 나타나듯이 2003년 이후 수요 급증과 잉여생산량의 급락으로 유가상승
이 현저한 시기를 신고유가시대로, 2003년 이전의 시기를 저유가시대로 분류한 다. <표
1>은 저유가시대(1984. 1～2002. 12),
신고유가시대(2003. 1～2006. 8), 그리고 전체기간(1984. 1～2006. 8)별로 추정된 세계 석유공급탄력도이다. 기존 의 연구들이 어려움을 겪었듯이(Kandel, 1990; Dahl and Yucel, 1991 등), 세계 석유공급탄력도를 통계적으로 유의미하게 추정하는 것은 쉽지 않은 과제이다.신고유가시대인
2003년 1월～2006년 8월에서만 0.03으로 공급탄력도가 1%
수 준으로 통계적으로 유의하게 추정하였을 뿐, 저유가시대와 전체시기의 세계 석3) Griffin (1985)의 공급모형은 공급과 가격만으로 구성되어 있을 뿐, 백터 X는 포함되어 있 지 않다. 본 논문은 Ramcharran (2002)이 주장하는 바와 같이 벡터 X에 시간변수를 포 함시킴으로써, 지정학적 불안(political instability in some countries)이나 Non-OPEC 공 급증가율(growth of non-OPEC sources of supply) 등 국제석유시장에서 시간에 따라 발 생하는 모든 동태적 변동사항(dynamics)들을 통제하였다. 따라서 향후 기술할 실증분석 결과내용은 공급에 미치는 대표변수인 가격과 시간변수만을 제공하고자 한다.
4) 기존 대다수의 논문들은 최소자승법(Ordinary Least Square)을 이용하여 Griffin 모형의 공급탄력도 “b“를 추정하고 있다. 하지만 본 논문의 저자가 최소자승법으로 ”b“를 추정 하였을 때, Durbin-Watson 통계치는 모두 0에 가까워 오차항간 심각한 자기상관이 있음 을 발견하였다. 따라서 본 논문은 Cochran-Orcutt 방법을 사용하여 거의 2에 근접한 Durbin-Watson 통계치를 얻었으며, 결국 오차항의 자기상관성을 치유한다.
유공급탄력도는 매우 낮으며, 통계적으로도 유의하지 않게 추정되고 있다.
세계 석유공급탄력도 추정결과는 비록 통계적 유의성의 제한성을 내포하고 있지만, 다음과 같은 시사점도 제시하고 있다. 첫째, 개별국가별 혹은 특정그룹 별로 공급탄력도를 재추정할 필요가 있다. 왜냐하면 전세계 공급의 탄력도는 개별국가별로 나타나는 공급형태의 특이성이 무시될 수 있기 때문이다. 둘째,
1992년 1월～2002년 12월의 기간에 -0.007로 추정된 음의 공급탄력도이다.
경쟁시장을 근간으로 하는 경제이론상 공급탄력도는 양의 부호를 가져야 하지만, 음의 공급탄력도가 추정되었다는 것은 석유공급자의 목표수익모형(Target
Revenue Theory)
5)에 따라 공급곡선이 후방굴절(Backward-bending)되었을 가 능성을 보여주고 있다. 특히 목표수익모형은OPEC
공급자의 특성에 해당하는 경우이므로, 앞서 언급한 공급량 자료를 세분화할 필요성을 보여주는 단서이 다. 마지막으로, 2003년1월～2006년 8월의 기간 동안 통계적으로 유의한 공급
탄력도가 추정되었다는 것은 고유가시대에 석유공급의 구조가 변화되었을 것 이라는 가능성을 더욱 높인 결과이다. 2004년 이전의 저유가시대를 샘플기간으 로 하는 기존연구들이 대부분 통계적으로 유의하지 못한 공급탄력도를 추정한 것에 비추어 볼 때, 고유가시대의 공급구조 특이성이 명확하게 부각되는 결과 임에는 틀림없기 때문이다.따라서, 저유가시대와 고유가시대를 구분 짓는 공급시장의 구조적 특징을 보 다 명확하게 파악하기 위해
2.1과 2.2에서 전세계 공급자료를 권역별(OPEC과
Non-OPEC)과 국가별(OPEC 11개국과 Non-OPEC 12개국)로 세분화하여 공급
탄력성을 추정하려 한다. 이러한 세분화 작업은 통합분석시 묻혀버렸던 국가별 공급구조의 특이성을 도출시킴으로써 시기별 공급구조의 변화를 파악하는데 도움을 줄 것으로 사료된다.
5) Ezzati (1976), Griffin (1985), Yang et al. (2002) 등은 비경쟁적인 석유공급시장에서 공급 자들의 목표수익(I)은 석유수출(PQ )을 통해 달성되는데(I=P Q), 일정수준의 목표 수익(I*)을 달성하게 되면, 가격과 생산량의 역의 관계가 되는 것을 주장한다(I*=
PQ; LnP= LnI*- LnQ)
2.1 Non-OPEC
공급탄력도 시대별 추정 및 비교<표 2>는 저유가
6)와 고유가시기별로Non-OPEC 11개 국가들을 대상으로 Griffin (1985)의 공급모형에 적용하여 “Ln
P”의 계수인 공급탄력도“b”를 측정
한 결과이다. Non-OPEC 전체의 경우, 저유가시대0.011의 가격탄력도를 보이
다가 고유가로 접어들면서0.003으로 더 낮아지면서 비탄력적으로 변하고 있
다. 이러한 현상은 공급곡선의 기울기가 고유가시대에 더욱 가팔라지고 있음을 반증하는 자료이다. 즉, 고유가시대의 배경인 잉여생산량의 급증이 결국 공급 구조변화에 기인하였음을 암시하는 결과로서, 이는 앞서 언급하였던7) 주택시장 에서 여유주택량이 감소한 시기에 주택의 공급곡선의 기울기가 더욱 비탄력적 으로 변모된다는 실증분석 결과와 연결되고 있다.Non-OPEC의 가격탄력도가 신고유가시대로 전환되면서 더욱 비탄력적으로
변모되는 것은<그림 2>를 통해서도 확인할 수 있다. <그림 2>는 1985년부터 2006년까지 생산량과 시장가격의 조합점을 표시한 후 시간순으로 연결한 것으
로, 고유가시기인A부분에서는 가격상승에 비해 생산량 증가가 체감하고 저유
가시기인B부분에서는 상대적으로 가격상승에 비해 생산량 증가가 높음을 알
수 있다.또한, Non-OPEC 국가의 개별적 공급탄력도 분석은 다음과 같은 두 가지 사 실을 암시한다. 첫째, Non-OPEC 통합 공급탄력도가 통계적으로 유의하지 못 하였지만, 11개 국가를 개별적으로 추정하였을 시에 통계적으로 유의한
3～4개
공급탄력도 추정치를 얻을 수 있다는 것이다. 이는 앞서 지적하였듯이, 전세계 를 대상으로 통합추정방법은 국가별 공급특징상쇄로 인해 통계적으로 유의한 추정치를 얻기가 어려움을 반증하고 있다. 둘째, 개별국가의 공급탄력도의 부호6) 1984년을 시작으로 하는 저유가시기의 공급탄력도와 1992년을 시작으로 하는 저유가시기 의 공급탄력도는 거의 차이가 없는 것으로 추정되었으며, 단지 유가의 변동추이를 시기 적으로 나눌 때 1984년부터 저유가라 일컫는 일반적인 견해에 동조하기 위해 지금부터의 저유가시기 분석은 1984년부터 포함시키고자 한다.
7) 각주 2)를 참조하시오.
Country Constant In P(LWTI) Time R2 저유가시기(1984. 1~2002. 12)
Argentina 5.9 - 0.007(-0.6)*** 0.003(2.45)*** 0.99
Canada 7.09 0.005(0.34)*** 0.001(9.59)*** 0.96
China 7.87 - 0.02(-1.88)*** 0.001(17.63)*** 0.97
Egypt 6.56 0.11(3.44)*** - 0.001(-3.07)*** 0.87
FUSS - 1252.68 0.0009(0.09)*** - 0.19(-2.23)*** 0.99
India 6.58 - 0.05(-1.83)*** 0.0003(0.99)*** 0.84
Malaysia 6.14 0.02(1.08)*** 0.001(4.56)*** 0.95
Mexico 7.56 0.07(3.24)*** 0.001(9.91)*** 0.8
Norway 6.59 0.04(0.45)*** 0.007(10.73)*** 0.94
Russia - 4.19 0.001(0.18)*** - 0.02(-3.14)*** 0.99
UK 7.8 - 0.05(-1.02)*** 0.0005(0.94)*** 0.8
Non-OPECa 11.41 0.011(0.31)*** 0.003(1.35)*** 0.98
고유가시기(2003. 1~2006. 8)
Argentina 7.49 - 0.01(-0.37)*** - 0.003(-3.35)*** 0.91
Canada 7.14 - 0.12(-2.32)*** 0.003(2.48)*** 0.18
China 7.69 0.05(2.07)*** 0.001(1.67)*** 0.87
Egypt 7.27 0.06(1.59)*** - 0.004(-4.53)*** 0.83
FUSS 8.47 0.007(0.4)*** 0.003(3.98)*** 0.98
India 6.62 0.01(0.21)*** - 0.0006(-0.3)*** 0.38
Malaysia 7.56 0.18(1.9)*** - 0.006(-2.39)*** 0.52
Mexico 8.2 - 0.02(-0.66)*** 0.00008(0.07)*** 0.12
Norway 9.54 0.02(0.24)*** - 0.007(-2.56)*** 0.76
Russia 8.71 0.001(0.12)*** 0.001(1.87)*** 0.98
UK 9.59 - 0.14(-1.17)*** - 0.006(-1.97)*** 0.87
Non-OPECa 10.53 0.003(0.18)*** 0.0003(0.55)*** 0.75
<표 2> Non-OPEC의 시기별 공급탄력도 : 저유가 vs. 고유가
주 : 1) ( ) 안은 t-통계값임.
2) ***은 1%, ***은 5%, **은 10% 통계적 유의수준을 의미함.
3) a는 해당국가를 통합하여(aggregated) 추정한 수치임.
Country Constant In P(LWTI) Time R2 저유가시기(1984. 1~2002. 12)
Algeria 6.52 0.003(0.17)*** 0.0009(5.1)*** 0.89
Indonesia 7.19 - 0.008(-0.28)*** - 0.0001(-0.78)*** 0.7
Iran 7.69 0.005(0.08)*** 0.002(5.59)*** 0.88
Iraq 6.97 - 0.05(-0.32)*** 0.002(0.47)*** 0.92
Kuwait 8.63 - 0.76(-3.56)*** 0.005(1.09)*** 0.86
Libya 6.9 0.02(0.78)*** 0.001(3.02)*** 0.9
Nigeria 7.19 0.01(0.33)*** 0.002(6.34)*** 0.86
Qatar 5.16 0.15(2.26)*** 0.004(11.37)*** 0.9
Saudi Arabia 8.44 - 0.03(-0.57)*** 0.003(3.25)*** 0.94
UAE 7.54 - 0.07(-1.45)*** 0.002(1.97)*** 0.93
Venezuela 7.83 - 0.06(-0.77)*** 0.00002(0.01)*** 0.86
OPECa 9.88 - 0.04(-1.75)*** 0.002(5.17)*** 0.96
고유가시기(2003. 1~2006. 8)
Algeria 6.47 0.01(0.51)*** 0.002(1.52)*** 0.97
Indonesia 7.68 0.01(0.42)*** - 0.003(-4.18)*** 0.91
Iran 7.94 - 0.07(-0.95)*** 0.002(1.22)*** 0.13
Iraq 5.86 1.92(2.27)*** - 0.02(-0.9)*** 0.61
Kuwait 6.25 - 0.11(-1.9)*** 0.007(4.43)*** 0.88
Libya 6.3 - 0.003(-0.21)*** 0.004(4.51)*** 0.98
Nigeria 7.6 0.09(1.23)*** - 0.001(-0.34)*** 0.68
Qatar 5.53 0.03(1.0)*** 0.003(3.46)*** 0.95
Saudi Arabia 8.46 - 0.01(-0.15)*** 0.002(0.99)*** 0.72
UAE 6.95 0.08(1.01)*** 0.002(0.91)*** 0.72
Venezuela 8.19 0.03(0.58)*** - 0.001(-1.25)*** 0.94
OPECa 9.73 0.06(1.95)*** 0.0009(1.0)*** 0.9
<표 3> OPEC의 시기별 공급탄력도 : 저유가 vs. 고유가
주 : 1) ( ) 안은 t-통계값임.
2) ***은 1%, ***은 5%, **은 10% 통계적 유의수준을 의미함.
3) a는 해당국가를 통합하여(aggregated) 추정한 수치임.
<그림 2> Non-OPEC 공급량과 가격 (1985. 1 - 2006. 8)
A B
80 70 60 50 a
40 30 20
102.7 2.8 2.9 3 3.1 3.2 3.3 3.4 3.5 3.6 3.7 ×10a
를 살펴보면, 대부분 양의 공급탄력도를 가지고 있다(11개 중
7개의 국가).
이는
Non-OPEC의 공급은 가격상승에 긍정적으로 반응하고 있는 경쟁시장임을
암시한다. 따라서, 경쟁시장을 배경으로 하는
Non-OPEC의 비용함수가 누적생
산에 따라 체증함을 가정하면, 공급함수의 형태는 우상향 단조증가가 아닌 우 상향 체증(upward-sloping)이다.8) 그러므로, 실증분석으로 나타난<표 2>의
Non-OPEC
시기별 공급탄력도의 변화는 경쟁시장이론을 지지하고 있는 것으로 판단할 수 있다.
2.2 OPEC
공급탄력도 시대별 추정 및 비교<표 3>은 OPEC의 공급탄력도를 시기별로 추정한 결과이다.
우선Non-
OPEC의 공급탄력도와 뚜렷이 구별되는 특징으로 음의 부호를 가지고 있다는
8) Varian (1977)을 참조하시오.
←―――――――――――――
―――――――――→
<그림 3> OPEC 공급량과 가격 (1985. 1～2006. 8)
Ѵ
Ѵ "
점을 제시할 수 있다. 보다 구체적으로 살펴보면, 11개의
OPEC
국가 중6개의
국가가 음의 공급탄력도를 보였으며, 특히 쿠웨이트는OPEC
국가 중 가장 탄 력적으로 가격에 비해 공급량을 줄이는 것으로 추정되었다. 이는 앞서 추정되 었던 저유가시의 전세계 공급탄력도의 부호가 음수인 이유를 설명하는 결정적 인 단서이다. 이러한 결과는OPEC의 공급형태는 경쟁시장을 근간으로 하지 않
으며, 후방굴절의 공급함수형태를 주장하는 목표수익모형, 즉 비경쟁시장을 근 간으로 하고 있음을 암시하고 있다.OPEC의 시기별 공급탄력도 결과는 더욱 주목을 끄는 내용을 담고 있다.
유가안정기인
2003년 이전 음의 부호를 가졌던 공급탄력도(-0.04)가 2003년 이후
에는
0.06으로 추정되면서 양의 부호로 변화되었다.
그 배경은2003년 이전 11
개의
OPEC
국가 중6개의 국가가 음의 공급탄력도를 가졌던 반면, 2003년 이
후의 음의 공급탄력도를 가진 국가는
4개로 축소되었기 때문이다.
하지만, 고80
70
60
50 a
40
30
20
101.2 1.4 1.6 1.8 2 2.2 2.4 2.6 2.8 3 ×104