원화환율변동에따른수입물가전가율분석과...한국에서도 환율변동과...

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원화환율 변동에 따른 수입물가 전가율 분석과

시사점

Analysis of Exchange Rate Pass-through Rate into Korean

Import Prices

온기운*

목 차< >

머리말.Ⅰ

선행연구 및 본 논문의 차별성.Ⅱ

환율변동과 수입물가와의 관계 분석. :Ⅲ

모형

가격전가율의 실증분석.Ⅳ

요약 및 시사점.Ⅴ

참고문헌

머리말.Ⅰ

어느 나라의 통화가치 변동 환율변동 이 그 나라 거시경제에 미치는 중요한 영( )

향 중 하나가 물가변동이다 한 나라의 통화가치가 상승하면 당해국의 국내물가.

는 수입물가 하락으로 인해 하락하는 경향을 보이고 반대로 통화가치가 하락하,

면 수입물가 상승으로 인해 당해국의 국내물가는 상승하는 경향을 보인다 이러.

한 사실은 국제 교역제품에 일물일가의 법칙 이 성립한다는 가(law of one price)

정으로부터 쉽게 생각할 수 있다.1)

논문접수일 수정본제출 게재확정일: 2015. 08. 03 : 2015 09. 04 : 2015. 09. 04

숭실대학교 경제학과 정교수 서울시 동작구 상도로 글로벌브레인홀 호* , 06978 369 217 ,

E-mail:[email protected], Tel: (02)828-7083

1) 개방경제하에서 국제 교역제품에 일물일가의 법칙이 성립한다고 하면 와 같이 쓸 수 있P=eP*

다 여기서 는 자국통화표시 수입품의 가격 는 외화표시 수입품의 가격 는 외화 단위. ( P , P* , e 1

당 자국통화표시 환율 환율이 상승자국통화가치가 하락하면 동일한 외화표시 수입품 가격). ( )

이라 할지라도 자국통화표시 수입가격은 상승해 국내물가 상승으로 이어진다 환율이 하락자. (

국제통상연구 제 권 제 호20 3

년 월2015 9 pp.57~83

국제통상연구 제 권 제20 호3

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그런데 이러한 국내물가의 변동 정도는 수출국 기업이 환율변동분을 외화 수출(

상대국 통화 표시 수출가격에 어느 정도 전가 시키느냐에 따라) ((pass-through)

달라진다 수출국 기업이 환율변동분을 수출가격에 완전하게 전가시킬 경우.

수입품의 자국통화 표시 가격은 환율(complete exchange rate pass-through)

변동분만큼 변하여 국내물가 변동률도 커지게 된다.2) 그러나 수출국 기업이 환율

변동분을 수출가격에 불완전하게 전가시킬 경우 수입품의 자국통화 표시 가격은

환율변동의 일부만큼만 변하며 따라서 국내물가 변동률도 작아진다 극단적으로.

수출국 기업이 환율변동분을 수출가격에 전혀 전가시키지 않는다면 수입품의 자

국통화 표시 가격은 환율변동에도 불구하고 변하지 않고 국내물가도 영향을 받지

않게 된다.3) 결국 환율변동에 따른 수입국의 물가변동 정도는 수출국 기업의 가

격전가 행태에 따라 달라진다.

여기서 환율변동이 국내물가에 미치는 영향을 파악하는데 있어서는 소비자물

가보다는 수입물가가 더 적절하다는 판단에서 본 논문에서는 국내물가로서 수입

물가를 고려하기로 한다 환율변동과 국내물가와의 관계를 살펴보는데 있어서 수.

입물가가 더 적절하다고 판단하는 이유는 크게 다음 두 가지이다.

첫째 소비자물가는 그 지수를 계산할 때 교역이 이루어지지 않는 제품 및 서비,

스를 계산 대상에 상당 비중 포함하는바 이들 비교역재는 환율변동의 영향을 직,

접적으로 받지 않기 때문이다 즉 적어도 이론적으로는 환율변동의 국내물가에. ,

대한 전가 문제를 다루는데 있어 소비자물가를 직접적인 대상으로 하는 것은 바람

직하지 않다.

둘째 수입국의 다단계 유통구조 때문에 수입국 통화표시 수입가격이 변동하더,

라도 그것이 곧바로 소비자 판매가격 변동으로 직결되지 않는 경우가 흔하기 때문

이다 예컨대 수입국의 통화가치가 상승 수출국의 통화가치는 하락 해 어느 제품. ( )

의 수입국 통화표시 수입가격이 하락하더라도 통상적으로 국내 판매가격은 수입

가격 하락분 만큼 하락하지 않는다 수입제품이 국내 소비자에게 판매되기까지.

도소매 등 유통단계가 존재하고 따라서 수입가격과 국내판매가격 사이에 유통마·국통화기차가 상승하면 반대로 국내물가는 하락한다) .

2) 수출국의 기업이 환율변동분을 외화표시 수출가격에 많이 전가시킬수록 수출국 통화표시 수출

가격은 덜 변하게 된다 극단적으로 수출국의 기업이 환율변동분을 완전히 외화표시 수출가격.

에 전가시킬 경우 수출국 통화표시 수출가격은 전혀 변하지 않게 된다 즉 환율변동에 따른, .

시장가격반영률 이 제로가 된다 반대로 수출국의 기업이 환율변동분을(pricing to market) .

외화표시 수출가격에 전혀 전가시키지 않을 경우 수출국 통화표시 수출가격은 환율변동분 만,

큼 변하게 된다 즉 시장가격반영은 완전하게 된다. (Krugman, 1986).

3) 수출국 기업들은 자국 통화가치가 절상절하될 경우 수출상대국 통화 표시 수출가격을( ) ,

사이에서 인상한다0~100% .

원화환율 변동에 따른 수입물가 전가율 분석과 시사점

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진이 존재하는 것이 보통이기 때문이다.

년 월 플라자합의 이후 미국 달러화 가치가 단기간에 크게 절하되었음에1985 9

도 불구하고 미국의 수입물가는 그다지 상승하지 않았고 경상수지 적자도 년여2

동안 줄지 않았다 이는 일본 등 대미 수출국 기업들이 당해국 통화가치 상승에도.

불구하고 달러화 표시 대미 수출가격을 충분히 인상하지 않은 영향이 상당히 작용

했기 때문으로 분석되고 있다.4) 5)

수출국 기업이 자국통화 표시로 수출가격을 설정하는가(producer s currency‘수출상대국 통화표시로 수출가격을 설정하는가pricing, PCP), (local currency

에 따라 환율변동에 따른 수입가격 전가율은 달라진다 의 경pricing, LCP) . PCP

우 환율변동에 따른 수출상대국 수입국 통화표시 수출가격에의 전가는 완전하( )

다 즉 이 경우 환율전가율 은 인 반면 환율변동. (pass through rate; PTR) 100% ,

의 자국 시장가격반영률 은 제로가 된다 의 경우(pricing to market; PTM) . LCP

만일 수출국기업이 환율변동분을 수출상대국 통화 표시 수출가격에 완전히 전가

시킬 수 있다면 은 가 될 것이다 그러나 현실적으로 환율변동분을PTR 100% .

수출상대국 통화 표시 수출가격에 전가시킬 수 없는 것이 일반적이기 때문100%

에 환율변동 전가율은 불완전한 이 보다 작은 것이 보통이다 즉(PTR 100% ) . , PTM

은 의 값을 갖는다0~100% .

수출기업이 수출상대국 통화 표시로 수출가격을 설정해 수출할 경우 만일 상대

국 물가가 안정되어 있거나 상대국 시장에서 높은 경쟁압력에 직면해 있다면 PTR

은 낮아질 은 높아질 것으로 짐작할 수 있다 년 글로벌 금융위기 이후(PTM ) . 2008

세계 많은 나라의 물가가 하향안정되고 특히 일부 국가에서 디플레이션 우려가

높아지고 있는 가운데 각국의 시장개방 확대로 수입침투도가 높아지고 있는 상황

에서는 수출기업이 자국통화가 절상되어도 상대국 통화표시 수출가격을 올리기가

과거보다 어려워진 것으로 판단할 수 있다.6) 통화가치 절상에도 불구하고 수출가

격전가율이 높지 않을 경우 상대국 시장에서 환율변동에 따라 수출국제품과 상대

국 제품간 상대가격 변화가 크지 않고 따라서 양 제품간 지출전환이 잘 이루어지,

지 않게 된다 이는 환율변동에 따른 경상수지 불균형 조정 메카니즘이 제대로.

작동되지 않게 하는 원인이 된다.

4) Obstfeld, Maurice(2002), pp. 49-76.

5) 경상수지 적자가 줄지 않은 이유로 히스테리시스 효과나 커브 효과 등을 들 수(hysterisis) J‘ ’ ‘ ’도 있다.

6) 는 경쟁압력의 상승이나 세계적인 저인플레이션 같은 거시경제 환경변화에 의해Taylor(2000)

환율의 전가율이 지속적으로 하락하고 있을 가능성을 제기했다 이에 입각해. Campa and

등은 인플레이션과 가격전가율간의 관계에 대한 실증분석을 행하였다Goldberg(2005) .


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본 논문은 한국의 경우 원화환율 변동에 따른 수입가격 전가율이 어떻게 나타

났는지를 분석하고 그에 따른 시사점을 도출하는 것을 목적으로 한다 특히 여기.

서는 환율 전가율이 시대변화에 따라 어떻게 변했는지를 동태적으로 알아보는데

초점을 맞추고자 한다 시대변화에 따라 수입개방이 확대되고 인플레이션 압력이.

줄어드는 등 경제여건이 변화함으로써 환율전가율도 동태적으로 변화했을 것으로

여겨지기 때문이다.

본 논문의 구성은 다음과 같다 제 장에서는 환율변동과 수입가격전가율에 관. Ⅱ한 선행 연구를 개관하고 본 논문의 차별성에 대해 언급한다 제 장에서는 환율. Ⅲ변동과 수입물가와의 관계에 대한 분석모형을 설정한다 이 모형은 일물일가의.

법칙에 바탕을 두며 수출국 기업이 수출상대국 시장에서 가격지배력을 어느 정,

도 행사할 수 있는 불완전경쟁 시장을 상정한다 제 장에서는 이 모형을 토대로. Ⅳ원화환율 변동이 한국의 수입물가와의 관계에 대한 실증분석을 행한다 여기서는.

우선 환율 변동이 공산품 전체의 수입물가에 어느 정도 영향을 미치는지를 살펴보

고 이어서 주요 품목별로 환율변동이 수입물가에 미치는 영향을 살펴본다 제, .. Ⅴ장에서는 분석 결과를 요약하고 시사점을 도출한다.

선행연구 및 본 논문의 차별성.Ⅱ

환율변동이 수입물가에 미치는 영향에 관한 이론적 실증적 연구는 국내외적으,

로 다수 수행되어 왔다 특히 년대 후반 이후 세계 주요국들에서 환율변동에. 1980

따른 수입물가 전가율이 하락하는 현상이 나타난 점에 주목하고 그 원인을 규명,

하려는 연구가 집중적으로 이루어졌다.

는 수출 기업이 단기적으로는 수출상대국 통화표Betts and Devereux(2000)

시 수출가격을 고정시키는 경향이 있다는 사실을 토대로 분석모형을 구축하였다.

수출기업이 환율변동에도 불구하고 수출상대국 통화표시 수출가격을 단기적으로

변동시키지 않는 것이 수입국 입장에서 보면 수입물가 전가율이 으로 나타나는0

원인이 된다는 것이다.

는 세계적인 경쟁압력 상승과 인플레이션율 저하 등이 기업들로Taylor(2000)

하여금 환율변동에 따른 수출가격 전가를 어렵게 하고 이에 따라 수입국 입장에,

서는 수입가격 전가율이 낮아지는 원인이 된 것으로 분석하고 있다.

는 년대 후반 년대 전반 기간에 환율변동에 따른 수Obstfeld(2002) 1980 ~1990

입물가 전가율이 낮아 선진국들 사이에서 환율의 경상수지 불균형 시정 메커니즘


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이 제대로 작동되지 않는다는 이른바 환율 비관론 을 제시하였다.‘ ’‘는 회원국 개국 전체의 평균 수입물가 전Campa and Goldberg(2005) OECD 25

가율을 통화공급량 인플레이션율 환율의 변동성 실질 국내총생산 수입, , , (GDP),

의 구조변화 등의 변수를 이용해 회귀분석을 행하였다 그 결과 그들은 년대. 1990

에 있어서 수입물가 전가율 하락은 수입의 구조변화가 주된 원인으로 작용한 것이

라는 결과를 얻어냈다.

는 인플레이션을 억제하기 위한 통화정책이 수입물가Gagnon and Ihrig(2004)

전가율을 낮게 하는 요인이 되고 있다고 보고 있다 는 미국. Marazzi et al.(2005)

의 경우 명목환율이 절하되었을 경우 수입물가 전가율이 년대의 약 에1% 1980 0.5

서 로 하락한 것으로 분석하고 있다 이에 대해 은0.2 . Hellerstein et al.(2006)

전가율이 에서 로 근소하게 밖에 떨어지지 않았다는 상반된 분석결과를0.56 0.51

제시하고 있다 는 일본의 수입물가지수에서 원유 등 차산품. Otani et al.(2006) 1

을 제외한 지수를 사용하여 수입물가 전가율의 하락을 검증하고 있다.

한국에서도 환율변동과 수입물가와의 관계를 규명하려는 연구들이 다수 행하

여져 왔다 김기홍곽노성 은 한국의 제조업을 대상으로 독점적 경쟁 시장에. (1995)·서의 마크업 모형을 토대로 환율변동의 수입가격 전가율을 분석하였다 최창규.

는 환율상승기와 환율하락기를 구분하여 환율전가의 비대칭성을 파악하였(2000)

고 환율변동이 수입물가 뿐 아니라 나아가 소비자물가에 미치는 영향까지를 분,

석하였다 강삼모왕윤종 은 수입물가에 대한 환율전가 효과를 한국을 포함. (2004)·하여 동아시아 주요국을 대상으로 장단기로 나누어 추정을 행하였다 그 결과 소.·규모 개방국가일수록 환율변동의 수입물가에 대한 전가효과가 크다는 결론을 얻

어냈다.

이처럼 이론적 실증적 연구가 다양하게 진행되는 가운데 각국의 정책담당자들,

사이에서도 환율변동에 따른 수입물가 전가율에 대한 관심이 높아져 왔다 미국.

을 예로 들면 년 서브프라임모기지 사태 이후 미국 연방준비제도이사회2007

가 정책금리 인하를 시작하면서 달러화가 약세로 전환되고 에서 수출(FRB) GDP

입이차지하는비중이커지면서전반적인물가가수입물가에의해어느정도영향을

받는지에대한관심이높아졌다 이사를역임했던. FRB Frederic S. Mishkin(2008)

은 선진국들의경우자국통화가치하락이국내물가에별영향을주지않고있으며,

특히 최근 들어 영향력이 더욱 약화되고 있다고 분석하고 있다.

본 논문에서는 시계열 데이터를 이용해 원화 환율변동에 따른 한국의 수입물가

전가의 정도가 시대의 흐름에 따라 어떻게 변해 왔는지 규명하고자 한다 지금까.

지의 대부분 논문들이 일정기간 동안의 전가율이 불변이라는 것을 전제로 분석을


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행한 것과는 달리 본 논문은 시대변화에 따라 전가율이 변하고 있다는 점에 주목

해 동태적인 분석을 행한다는 점이 차별화된 점이라고 할 수 있다 추정기간을 시.

대별로 구분하거나 오차수정모형 을 이용한 장단기 분석을 행한 연구들은(ECM)

있으나 시대의 흐름에 따른 변화를 동태적으로 규명한 연구는 거의 없다, .7)

시대의 흐름에 따른 동태적 분석을 위하여 본 논문에서는 실증분석의 방법으로

롤링 추정법 을 사용하기로 한다 이 방법은 추정대상 기간을(rollimg regression) .

일정 시계열 단위 로 분할하고 각 시계열 단위의 초기 시점을 기씩 뒤로(window) 1

늦추는 추정기법이다.

환율변동과 수입물가와의 관계 분석모형. :Ⅲ

환율변동에 따른 수입물가전가율 실증분석을 행하기 위해 먼저 추정을 위한 모

형을 설정하기로 한다 환율전가율 분석은 제품 수입국의 환율이 변동했을 때. 1%

자국 수입국 통화표시 수입가격이 몇 변동하는지를 파악하는데서 출발한다( ) % .

여기서 환율은 자국통화로 따진 수출국 통화 단위당 명목환율을 가리킨다1 .

먼저 제품 수출국을 외국으로 표현할 때 외국의 수출기업이 불완전경쟁시장에

놓여 있고 따라서 외국통화 표시 가격이 마크업 방식에 의하여 설정된, (mark-up)

다고 하자 즉. ,

P*=(1+m)C (1)

여기서( P*는 외국통화 표시 제품가격 은 마크업 는 한계생산비, m , C )

이는 수출제품 자국 입장에서는 수입제품 의 외국통화 표시 가격이 한계생산비( )

에 일정 비율의 이윤 즉 마크업 이 얹어져서 결정됨을 의미한다, (m) .8) 마크업이

클수록 동일한 한계비용이라 하더라도 수출제품의 외국통화 표시 가격은 높아지

고 반대로 마크업이 작을수록 수출제품의 외국통화 표시 가격은 낮아진다, .

일물일가의 법칙에 따르면 수입제품의 자국통화 표시 수입가격은 외국통화 표

시 수출제품의 가격에 자국통화로 표시한 명목환율을 곱한 것과 같다 이는 다음.

7) 추정기간을 시대별로 구분한 분석으로는 최창규 가 대표적이며 오차수정모형을 이용한(2000) ,

장단기 분석으로서는 강삼모왕윤종 이 대표적이다(2004) .·8) 마크업 m=(P

*로 나타낼 수 있다 제품시장이 완전경쟁시장의 경우 한계비용과 가격이-C)/C .

같아 마크업이 존재하지 않으나 불완전경쟁시장의 경우 가격이 한계비용보다 높은 것이 보통

이다.


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과 같이 표현할 수 있다.

P=e(1+m)C (2)

는 수입제품의 자국통화 표시 수입가격(P )

여기서 마크업이 자국 시장에서의 경쟁압력에 의해서 가변적으로 변하며 경쟁,

압력은 자국 시장에서 외국의 수출제품과 경쟁하는 제품의 가격과 외국 기업의

한계생산비간 격차에 의해 결정된다고 가정하면 다음과 같이 표현할 수 있다.9)

(1+m)=[Pd/eC]

k(3)

(Pd는 자국 시장에서 외국의 수출제품과 경쟁하는 제품의 가격)

식은 자국통화로 환산한 수출제품의 한계생산비와 자국 시장에서의 경쟁제(3)

품 가격과의 격차가 클수록 마크업이 커짐을 말해준다 와 식으로부터 다음. (2) (3)

과 같은 식을 얻을 수 있다.

P=e[Pd/eC]

kC (4)

식을 자연로그 형태를 취하여 표시하면 다음과 같다(4) .

lnP=(1-k)lne+(1-k)lnC+klnPd

(5)

식에서 환율변동에 따른 수입가격의 전가율은 계수 로 설명할 수 있다(5) (1-k) .

인 경우 환율변동에 따른 수입가격의 전가율은 이다 즉 환율변동에 따k=0 100% ( ,

른 수입가격의 전가가 완전하다 이 경우 수입제품이 자국시장에서 경쟁압력을).

전혀 받지 않고 수출기업이 가격지배력을 온전히 행사하고 있음을 의미한다 이.

와 대조적으로 인 경우 환율변동에 따른 수입가격의 전가율은 이다 이 경k=1 0% .

우 수출국 기업은 경쟁적인 자국 시장에서 가격지배력을 전혀 행사하지 못하고

가격순응자 로서 행동할 뿐이다 즉 수출국 기업은 자국 시장에서 경(price taker) .

쟁제품과 동일한 가격을 설정한다 인 경우 환율변동에 따른 수입가격의 전. 0<k<1

가는 불완전하다.

식에서 와 의 계수가 부호 및 크기 면에서 서로 다를 수 있으며(5) lne lnC ,10)

9) 여기서는 의 방식을 원용하였다Hooper and Mann(1989) .

10) 분석모형에서 환율과 한계생산비의 수입가격에 대한 전가율이 로 동일한 것으로 가정되(1-k)


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lnPd와 lne, lnP

d와 의 계수 합이 반드시 과 같다는 제약조건을 보과하지 않lnC 1

으면 실증분석을 위한 추정식을 다음과 같이 구할 수 있다.11)

lnPt= + lneα β t+ lnCγ t+ lnPδ dt+εt (6)

다음 장에서는 이 추정식을 이용하여 원화환율 변동에 따른 한국의 수입물가Ⅳ전가율에 관한 실증분석을 행하기로 한다.

가격전가율의 실증분석.Ⅳ

데이터 및 추정방법1.

데이터1)

식을 추정하기 위한 시계열 데이터로서(6) Pt는 원화표시 수입물가지수, et는

원화의 명목실효환율지수를 사용하였다 그리고 한국시장에서 외국의 수출제품.

과 경쟁하는 제품은 한국제품으로 국한하였으며, Pdt로서는 한국의 공산품 생산자

물가지수를 사용하였다 아울러 수출국의 한계생산비를 나타내는. Ct는 한국에 대

한 주요 수출국의 생산자물가지수를 그들 국가의 대한국 수출액 합계에서 각국의

대한국 수출액이 차지하는 비중을 가중치로 하여 가중평균한 값을 사용하였다.12)

데이터 출처로서 Pt와 Pdt는 한국은행의 경제통계시스템(ECOS), et는 국제결제

은행 의 실효환율 통계(BIS) , Ct는 국제통화기금 의 이다 데이터는 월별(IMF) IFS .

데이터를 이용하였으며 분석 대상 기간은 년 월 년 월로 하였다 추, 2000 1 ~2015 2 .

어 있으나 본 논문의 추정에서는 이 제약조건을 완화하도록 한다 현실적으로 환율변동은 보.

다 빈번하게 이루어지고 또한 절상과 절하가 반복되는 경향이 있다 따라서 기업은 환율변동.

이 있을 때 단기적으로는 수출가격에 이를 본격적으로 반영하기보다는 초기에는 채산성 변화

로 흡수하다가 시간이 지나면서 환율변동 방향이 추세로 굳어진다고 판단할 경우 가격전가를

본격적으로 하는 경향이 있다 생산비 변동은 환율만큼 변동성이 크지 않을 뿐 아니라 변동방.

향도 정해져 있는 경우가 일반적이므로 가격전가가 비교적 초기에 이루어지고 가격전가율도

비교적 큰 것으로 여길 수 있다.

11) 분석모형에서는 환율과 수입국 시장에서의 경쟁제품 가격의 계수 합이 인 차동차적 관계가1 1

성립하는 것으로 되어 있다 즉 제품의 수입가격은 환율과 수입국 시장에서의 경쟁제품 가격.

이 각각 배 증가할 때 배 증가하는 것으로 되어 있으나 실증분석에서는 이 제약도 완화하λ λ도록 한다.

12) 한국에 대한 주요 수출국으로서는 중국 미국 일본 독일 대만 등 개국으로 하였다, , , , 5 .


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정에는 각 변수의 시계열데이터에 자연로그를 취한 값을 사용하였다 로그값을.

취함으로써 시계열데이터의 분산을 안정화시키는 효과를 얻을 수 있기 때문이다.

그리고 각 시계열 데이터의 로그값이 통계적으로 정상성 을 확보(stationarity)

하고 있는지 여부를 확인하기 위해 ADF(Augmented Dicky-Fuller, Dicky and

테스트에 의한 단위근 검정을 실시하였다 검정 결과 한Fuller(1974)) (unit root) .

국의 수입물가지수 원화의 명목실효환율지수 한국의 공산품 생산자물가지수, , ,

수출국의 생산자물가지수 모두 통계량의 절대값이 의 임계값ADF MacKinnon

보다 작아 시계열 데이터가 단위근을 갖는다는 즉 비정상적이라(critical value) (

는 귀무가설을 기각할 수 없는 것으로 확인되었다 표 의) (< 1> ).①따라서 이들 변수의 단위근을 제거하기 위해 수준 변수를 차 차분(level) 1 (first

하여 단위근검정을 실시하여 보았다 그 결과 한국의 수입물가order difference) .

지수 원화의 명목실효환율지수 수출국 생산자물가지수의 통계량 절대값이, , ADF

의 임계값보다 크게 나타나 단위근이 제거됨 즉 정상성이 확보됨 을MacKinnon ( )

확인할 수 있었다 한국의 공산품 생산자물가지수도 유의수준 에서 검정값의. 10%

절대치가 임계치 절대값보다 커 정상성이 확보된 것으로 간주할 수 있었다 표(< 1>

의 ).②정상성이 확보된 차분변수를 이용해 추정을 행할 경우 가성회귀(spurious

문제는 발생하지 않을 것으로 판단할 수 있다 그러나 차 이상의 차regression) . 1

분변수를 이용할 경우 변수간에 중요한 장기적 관계를 잃어버릴 우려가 있으므로

차분변수를 이용하기 이전에 비정상적인 수준변수라 할지라도 그들간의 선형결합

이 정상성을 확보할 수 있는지를 판단하는 절차가 필요하다 여기서는 그 절차로.

서 요한슨 공적분검정을 시행하였는데 그 결과 트레이스 통(Johansen) , (Trace)

계량이 유의수준에서 임계치보다 작게 나타남으로써 공적분벡터의 개수5%

가 이라는 귀무가설은 기각할 수 없었다 표 이는 변수들간에 장기(rank) 0 (< 2>).

안정적인 관계가 성립하지 않아 오차수정모형을 이용한 추정을 행할 필요가 없음

을 말해주는 것이다 따라서 본 추정에서는 각 수준변수의 차 차분 값 로 표현. 1 ( )∆을 데이터로 이용하였다.13) 즉 추정식은 다음 식과 같다, (7) .

lnP∆ t= + lneα β∆ t+ lnCγ∆ t+ lnPδ∆ dt+εt (7)

13) 변수들간에 장기안정적인 관계가 성립할 경우 수준변수들이 비정상적이라 할지라도 수준변수

와 차분변수를 같이 포함하는 오차수정모형을 이용하는 것이 보통이다 그러나 변수들간에.

장기안정적인 관계가 성립하지 않는 경우 차분변수를 이용해야 추정이 의미를 갖는다 환율.

과 수입물가와의 관계를 차분변수만으로 추정한 예로서 등이 있다Otani et al.(2003) .


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추정방법2)

추정방법으로서 본 논문에서는 롤링추정법을 채용하기로 한다 이 방법을 채용.

하는 것은 환율변동에 따른 수입물가 전가율이 시간과 더불어 고정되어 있는 것이

아니라 앞 제 장과 제 장에서 언급한 여러 가지 요인들에 의해 변화하는 모습을Ⅰ Ⅱ보일 것이라는 판단에서이다.

표 테스트에 의한 각 시계열데이터의 단위근 검정< 1> ADF

수준변수➀변수 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

lnPt -1.5234 -3.3668 -2.5753 -2.5753 0.5196

lnet -1.8406 -3.4668 -2.8775 -2.5759 0.3578

lnCt -2.6991 -3.4666 -2.8774 -2.5753 0.0751

lnPdt 1.6530 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.4454

주: Pt는 한국의 공산품 수입물가지수, et는 원화의 명목실효환율지수, Ct는 한국에 대한 주요 수출국의

평균 생산자물가지수, Pdt는 한국의 공산품 생산자물가지수.

차분변수➁변수 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

lnP∆ t -2.8933 -5.1198 -3.5196 -2.8984 0.1008

lne∆ t -6.6108 -3.6287 -2.9458 -2.6115 0.0000

lnC∆ t -7.8986 -3.6268 -2.9458 -2.6115 0.0000

lnP∆ dt -2.6639 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.0907

주 각 변수의 기호는 수준변수의 경우와 동일함: .

분석 데이터는 년 월부터 년 개월을 한 시계열 단위로 설정하되 추정2000 1 3 (36 )

대상의 초기시점을 개월씩 뒤로 늦추는 방식을 취하였다 데이터의 마지막 기간1 .

이 년 월이므로 롤링추정의 마지막 추정대상 기간의 초기시점은 개월 시2015 2 36

계열단위를 고려하면 년 월이 된다 따라서 추정식은 모두 개이다2012 3 . 147 .

여기서 수입물가에 대한 각 변수들의 영향이 당기 값 뿐 아니라 과거의 값에도

영향을 받을 수 있다는 점을 고려해 다항분포시차값 적용의 타당성 여부를(PDL)

판단하기 위한 분석을 사전적으로 행하여 보았다 그 결과 시간의 흐름과 관계없.


- 67 -

이 모든 샘플 기간에 있어서 당기의 추정계수 값이 최대치로서 환율변동 영향력이

가장 크고 개월 후에는 추정계수 값이 빠르게 으로 수렴하는 것으로 나타났2~3 0

다 이러한 점을 감안해 본 논문에서는 을 적용하지 않는 롤링추정을 행하기. PDL

로 한다.14)

표 수준변수의 요한슨 공적분 검정 결과< 2>

공적분 벡터의

개수(r)고유값 통계량Trace 임계치5%

유의확률

(p-value)

r=0 0.1663 57.2823 63.8761 0.1583

r 1≤ 0.0834 25.0846 42.9153 0.7856

r 2≤ 0.0344 9.6608 25.8721 0.9386

r 3≤ 0.0194 3.4658 12.5180 0.8172

본 분석에서는 우선 원화의 명목실효환율 변동이 한국의 공산품 수입물가에 어

느 정도 영향을 미치는지를 살펴보고 이어서 주요 품목에 대하여 환율변동이 수,

입물가에 미치는 영향을 살펴보기로 한다.

추정결과2.

공산품 전체의 수입물가 전가율1)

우선원화의명목실효환율변동이 한국의공산품수입물가에어느정도반영되는

지 추정을 통하여 살펴보기로 한다 추정결과의 예상 부호는 이다. <0, >0, >0 .β γ δ가 음의 부호를 가질 것으로 예상되는 것은 그림 에서 원화의 명목실효환< 1>β

율지수가 상승 교역국 통화에 대해 원화가치가 상승 하면 원화표시 수입물가지수( )

는 하락하고 그 반대의 경우 원화표시 수입물가지수가 상승하는 경향이 뚜렷하게

나타나고 있는 사실에서 쉽게 확인할 수 있다.

가 양의 값을 갖는 것은 한국에 대한 주요 수출국들의 평균 생산자물가가 상승γ하면 이것이 대한국 수출가격에도 반영될 것이며 이에 따라 원화표시 공산품 수,

14) 방식에 의한 추정식은PDL lnP∆ t= +α

βi lne∆ t-i+

γi lnC∆ t-i+

δi lnP∆ dt-i+εt이었고, i

는 등을 적용하였으나 당기를 제외한 추정계수의 값은 상대적으로 매우 작고 경0,1,2,3,4 ,

우에 따라 부호도 플러스로 나타났다 을 적용하는 경우보다 당기변수만을 고려할 경우. PDL

추정결과의 조정계수(R2값도 더 크게 나타났다) .


- 68 -

입물가지수도 상승할 것으로 판단되기 때문이다.

가 양의 값을 가질 것으로 예상되는 것은 한국의 공산품 생산자물가지수가 상δ승하면 수출국들이 제품의 수출가격을 올리기가 용이해져 수입물가지수도 상승할

것으로 여겨지기 때문이다.

추정결과 의 값이 모든 추정대상 기간에 있어서 예상대로 음의 값을 갖는 것β으로 나타났다 즉 원화의 명목실효환율이 상승할 경우 원화표시 공산품 수입물. ,

가가 하락하는 것으로 나타난 것이다 그 값은 시대의 흐름과 더불어 추세적으로.

완만하게 하락하고 있는데 이는 주요국들의 경우 환율변동에 따른 수입물가 전,

가율이 하락추세를 보이고 있다는 선행 실증분석 결과들과 유사한 결과이다.

그림 원화의 명목실효환율지수와 한국의 공산품 수입물가지수 추이< 1>

자료 한국은행 경제통계시스템 국제결제은행: (ECOS), (BIS).

주 수입물가지수는 원화기준 년 명목실효환율지수는 년: 2010 =100, 2010 =100

그림 는 롤링추정을 통해 얻어진 명목실효환율의 추정계수 를 표시하고< 2> ( )β있다 이 그래프는 횡축에 표시된 각 월을 시작 시점으로 하는 개월 샘플의 추. 36

정결과를 연속적으로 나타낸 것이다 단 여기서는 전가율을 절대값으로 나타내기.

위하여 에 을 곱한 값을 표시하였다 이 그래프에 표시된 값들이 양의 값을-1 .β갖는 것은 명목실효환율이 상승할 때 공산품 수입물가가 하락함을 나타낸다.

이 그래프를 보면 전체적으로 수입물가 전가율이 하락추세를 보이고 있는 가운

데 특히 년 및 년말 년 상반기에 전가율이 급락하는 모습이 두드2004 2008 ~2009


- 69 -

러게 나타나고 있음을 확인할 수 있다 전자의 기간에 전가율이 크게 낮아진 것은.

그 당시 원화가치가 급격히 상승함에 따라 그에 상응하여 수입물가도 크게 떨어져

야 하나 수출국 기업들이 대신 으로 대응해 한국에 대한 외화표시 수출, PTR PTM

가격을 그다지 크게 인하하지 않았기 때문으로 풀이된다 후자의 기간에는 글로.

벌 금융위기 이전 원화가치가 급격히 하락하다가 위기 이후 급격한 상승세로 전환

되는 과정에서 수입물가가 하락하지 않고 일부 기간에는 오히려 상승하는 모습

명목실효환율지수와 수입물가지수와의 관계가 음의 관계가 아니라 양의 관계 을( )

보였는데 이는 이 기간 역시 수출국 기업들이 을 우선시 해 한국에 대한 외, PTM

화표시 수출가격을 인하하지 않거나 오히려 인상했기 때문으로 풀이된다.

그림 명목실효환율 변화에 따른 공산품 수입물가 전가율 추이< 2>

주 그래프는 의 절대값을 표시 이는 명목실효환율지수가 변동할 경우 원화표시: 1) .β수입물가지수에 전가되는 정도를 표시

수입물가 전가율은횡축에표시된각 월을 시작 시점으로 하는 개월시계열단위의 추정결과임2) 36 .

이 두 기간을 제외하고 전체적으로 한국의 공산품 수입물가에 대한 환율의 전

가율은 완만하게 하락하는 모습을 보이고 있는데 그 이유는 다음 세 가지로 유추

해 볼 수 있다.

첫째 한국 내에서 경쟁압력이 높아지고 있기 때문이다 특히 한국 제품 뿐 아, .

니라 자유무역협정 체결 등으로 인해 관세가 인하철폐된 제 국 제품과의(FTA) 3·가격경쟁도 심화됨에 따라 수출국 기업들이 수출제품의 원화표시 가격을 올리기


- 70 -

가 어렵게 되었다.

둘째 세계적으로 인플레이션율이 낮아지는 가운데 생산자물가를 포함한 한국,

의 물가상승률이 하락추세를 보이고 있는 점도 가격 전가율이 낮아지는 이유로

작용하고 있다.

셋째 국내 기업의 해외투자 확대 등 글로벌 경영이 확산되고 있는 점도 가격전,

가율을 떨어뜨리는 요인이 된 것으로 생각할 수 있다 즉 기업이 해외생산 확대를.

통해 기업내 무역을 늘리게 되면 환율이 변동할 경우라 할지라도 국내외 거래가격

을 그다지 변동시키지 않는 경향이 있는 것이다.

품목별 수입물가 전가율2)

여기서는 일반기계 전기전자 수송장비 섬유 화학 금속 등 수입물가지수 작, , , , ,

성시 가중치가 비교적 큰 품목들을 대상으로 명목실효환율 변동에 따른 수입물가

전가율의 변동에 대하여 살펴보기로 한다.15) 품목별 수입물가 전가율을 구하는데

는 기본적으로 식을 활용하되 종속변수인 수입물가지수를 공산품 전체의 수입(7) ,

물가지수 대신 품목별 수입물가지수로 대체하고 설명변수인 수출국의 전체 생산,

자물가지수 대신 품목별 생산자물가지수를 사용하는 점이 앞의 분석과 다른 점이

다 원화의 명목실효환율지수. (et 는 앞에서 사용한 데이터를 그대로 사용한다 품) .

목별 평균 생산자물가지수 Cit로서는 수출국들의 품목별 평균 생산자물가지수를

사용하는 것이 바람직하나 국가별로 품목별 생산자물가지수데이터를 구하기가,

어려워 추정에 있어서는 식의 경우처럼 한국에 대한 주요 수출국의 생산자물가(7)

지수를 가중평균한 값을 대리변수로 사용하였다 그리고. Pdit는 품목별 한국 생산

자물가지수를 사용하였다.

품목별 추정식은 다음과 같다.

lnP∆ it= + lneν λ∆ t+ lnCη∆ it+ lnPθ∆ dit+ωt (8)

(Pit는 품목의 원화표시 수입물가지수i , Cit는 품목의 수출국 생산자물가지수i ,

Pdit는 품목의 한국 생산자물가지수i )

15) 수입물가 작성시 품목별 가중치 년 기준는 공산품 전체 분비 기준 중 일(2010 ) 717.1(1,000 )

반기계 전기전자 수송장비 섬유 화학 금속 등이다70.0, 168.8, 23.9, 53.8, 123.2, 10.3 .


- 71 -

그림 품목별 원화표시 수입물가지수 추이< 3> (2010=100)

일반기계 전기전자 수송기기, ,①

섬유 화학 금속, ,②


- 72 -

시계열데이터의 통계적 검증 작업으로서 단위근 검정 결과 품목별 원화표시 수

입물가지수와 한국의 품목별 생산자물가지수 모두 로그값을 취한 수준변수가 정

상성을 확보하지 못하고 있는 것으로 나타났다 부표 아울러 이들 변수가 다른(< >).

수준변수들과 공적분관계도 갖지 않았다 따라서 품목별 추정에 있어서도 오차수.

정모형은 적용하지 않으며 정상성이 확보되는 차 차분변수를 사용하기로 하였다1 .

식에서 품목별 전가율을 나타내는 를 추정하기 전에 우선 품목별로 원화표(8) λ시 수입물가지수의 동태적 변화의 특징부터 살펴보기로 한다 그림 에는 주요. < 3>

품목별 원화표시 수입물가지수가 표시되어 있다 수입물가지수의 추이를 보면 일.

반기계나 수송장비의 경우 년대 이후 대체로 하향안정된 모습을 보이다가2000

년 들어 년 초까지 상승세가 뚜렷해지는 점을 확인할 수 있다 이는2007 2009 .

년 미국의 서브프라임모기지 사태 이후 년 월 미국의 투자은행 리먼브2007 2008 9

러더스의 파산 여파로 글로벌 금융위기가 발생한 직후까지 한국의 원화값이 크게

하락한 점을 반영하고 있다고 볼 수 있다 그 후로는 원화값의 완만한 상승에 따.

라 수입물가지수도 하향안정세를 지속하고 있다.

전기전자의 경우 글로벌 금융위기를 전후로 한 년 분기 년 분기에2007 3 ~2009 1

수입물가지수가 상승세를 보인 것 외에는 년대 이후 가파른 하락세를 지속하2000

고 있다 이는 전기전자 제품의 가격이 세계적인 경쟁심화와 빠른 기술변화 등의.

영향으로 하락세가 두드러져 그 수입물가지수가 어지간한 환율변동에 별 영향을

받지 않고 하락하고 있음을 말해주는 것이다 금속의 경우 수입물가지수 상승세.

가 두드러지게 나타나고 있으며 년 월 년 월까지 하락세로 반전되, 2009 1 ~2009 5

었으나 그 후 다시 상승세롤 보이다가 년 분기 이후 하락세를 보이고 있다2013 2 .

화학은 완만한 상승세를 보이다가 특히 글로벌 금융위기가 발생한 년2008 9

월 년 월에 급등하였다 그 후 분기 정도 하락하다가 년 상반기까지~2009 3 . 1 2011

다시 상승세를 보였으며 그 후 완만한 하락세를 이어가고 있다 섬유는 글로벌, .

금융위기 이전까지 하향안정세를 지속하다가 위기가 발생한 년 월부터 이2008 9

듬해 월까지 급등하였으며 그 후 큰 변화 없이 움직이다 년 월 이후 하향3 , 2013 9

안정세가 뚜렷하게 나타나고 있다.

이제 식의 추정결과 나타난 명목실효환율 변화에 따른 수입물가 전가율(8) ( )λ변화를 품목별로 살펴보기로 하자 품목별로 전가율 변화의 패턴은 다르게 나타.

나고 있다.

일반기계의 경우 수입물가 전가율이 완만한 상승세를 지속해 년 월에는2009 7

을 기록하기도 했다 그러나 그 후로는 전가율이 하락세를 나타내 년1.26 . 2012 3

월 을 기록하고 있다 수입물가 전가율이 상승세를 보이다가 하락세로 반전되1.01 .


- 73 -

기는 했으나 여전히 을 웃돌 정도로 높게 나타나고 있는 것은 수출국들이 환율변1

동에 따른 가격전략으로서 보다 을 우선하고 있기 때문으로 풀이된다PTM PTR .

그림 품목별 수입물가 전가율의 추이< 4>

일반기계①

전기전자②


- 74 -

수송장비③

섬유④


- 75 -

화학⑤

금속⑥

전기전자는 전가율이 년말까지 하락세를 지속하다 그 후 상승세로 반전되2003

어 글로벌금융위기 발생 직후까지 상승세를 지속했으나 그 후 다시 하락세로 반전

되어 년 월 를 기록하고 있다 전가율의 하락세와 상승세가 번갈아 나2012 3 0.69 .

타나고 있는 것은 전기전자의 경우 기술변화가 빠르고 제품의 라이프사이클도 짧

은 편이어서 기업들의 가격전략이 시장상황에 따라 빠르게 변화하고 있기 때문으

로 여겨진다.

수송장비의 경우 전가율이 대체로 안정적인 하락추세를 보이다가 년 하반2010


- 76 -

기 이후 다소 상승하는 모습을 보여 년 월 현재 을 기록하고 있다 다른2012 3 0.77 .

품목과 비교할 때 전가율의 하락세가 장기간 지속적으로 나타난 것은 한국산 자동

차와 외국산 자동차간 가격경쟁이 치열해 외국 기업들이 대신 전략을PTR PTM

취했기 때문으로 판단된다 한국 자동차 기업들의 해외투자 확대에 따른 기업간.

거래 증가도 전가율을 떨어뜨리는 요인이 된 것으로 여겨진다.

섬유는 년말 전가율이 를 넘을 정도로 상승한 적이 있으나 그 후2001 1.2 2004

년 말까지 년 정도 비교적 빠르게 하락하였고 그 후로는 대략 근처에서3 , 0.7~0.8

장기간 안정적인 모습을 보이고 있다 전가율이 장기간 안정된 모습을 보이고 있.

는 것은 섬유가 성숙된 전통산업의 하나로서 관련 기업들의 가격전략이 시대흐름

에도 불구하고 크게 변하지 않고 있기 때문으로 풀이된다.

화학의 경우 전가율이 추세적으로 완만한 하락세를 보이는 가운데 변화의 기복

이 다른 품목에 비해 상대적으로 크게 나타나고 있으며 년 월 현재 전가율2012 3

이 를 기록하고 있다 전가율의 기복이 크게 나타나고 있는 것은 화학제품의0.65 .

주된 원료가 되는 원유 등 국제원자재 시장 동향 여하에 따라 제품가격이 민감한

영향을 받고 이에 따라 관련 기업들의 가격전략도 유동적으로 변하고 있기 때문으

로 여겨진다.

금속의 경우 전가율이 상승해 년 월 을 기록한 이후 급락세를 몇 차2004 3 1.46

례 보이며 년 월 로 바닥을 나타낸 뒤 다시 상승해 년 월에는, 2009 6 0.04 2012 3

를 기록하고 있다 금속의 경우도 화학과 비슷하게 철광석 등 국제원자재 시0.72 .

장 동향에 가격이 민감한 영향을 받으며 따라서 관련 기업들의 가격전략도 큰 변,

동을 보이고 있는 것으로 판단할 수 있다.

요약 및 시사점.Ⅴ

이상의 분석에서 년 이후 원화의 명목실효환율 변동이 한국의 원화표시2000

수입물가에 어느 정도 반영되는지를 공산품 전체와 주요 품목에 대하여 각각 살펴

보았다 분석의 결과 우선 공산품 전체의 수입물가 전가율이 시대의 흐름과 더불.

어 하락추세를 보이고 있으며 품목별로도 그 패턴은 서로 다르지만 대체로 하락,

추세가 나타나고 있는 것으로 파악되었다 본 연구결과 나타난 수입물가 전가율.

의 하락추세는 주요국들을 대상으로 행해진 다수의 선행 실증연구 결과와 유사한

결과이다.

수입물가 전가율의 하락은 체결 확대 등 시장개방 확대로 한국시장에의 수FTA


- 77 -

입침투도가 높아지고 이에 따라 한국시장에서의 경쟁압력이 높아지고 있어 수출,

국 기업들이 환율변동에 따른 가격전가를 하기가 어렵게 된 점이 주요 원인중 하

나로 여겨진다 또한 년대 들어 세계적으로 인플레이션율 하락 현상이 뚜렷. 2000

해지고 있는 점도 전가율 하락에 영향을 미치고 있다고 볼 수 있다 여기에 한국.

기업들의 해외 현지생산이 확대되고 이에 따라 기업내무역이 증가하고 있는 점도

전가율을 떨어뜨리는 요인이 되고 있다고 판단된다.

수입물가 전가율은 시장개방 등 기업의 경쟁여건 변화나 기업활동의 지리적 범

위 변화 물가변동 국제원자재 시장 동향 등과 같은 국제 거시경제 여건 변화 등, ,

다양한 요인들이 영향을 미치고 있지만 미시적으로는 기업들이 가격전략으로서

과 중 어느 쪽을 우선시 하느냐 하는 것도 큰 영향을 미친다 이들 다양PTR PTM .

한 요인이나 기업의 가격전략은 시대에 따라 변하므로 수입물가 전가율 역시 동태

적인 변화에 주목하여 살펴보는 것이 바람직하다 본 논문의 실증분석 기법으로.

채용된 롤링추정법은 이러한 측면에서 적절한 기법으로 여겨진다.

수입제품과 경쟁하는 제품을 생산판매하는 국내 기업이나 물가관리를 담당하·는 정책당국은 수입제품의 가격이 제품을 수출하는 상대기업의 가격전략이나 대

내외 여건변화 등에 따라 변한다는 점을 고려하여 신축적인 대응을 해야 할 것이

다 특히 환율변동의 수입물가 전가율이 낮아지는 상황에서는 환율변동에 따른.

국내외 제품간 상대가격의 변화와 이를 통한 경상수지 불균형 시정 메커니즘이

약화될 수 있는 만큼 국제수지 측면에서도 수입물가 전가율의 추이에 관심을 기울

일 필요가 있다.

본 논문의 한계점으로는 환율의 절상기와 절하기 사이에 수입물가 전가율이 서

로 다를 수 있다는 점을 고려하지 않은 것이다 환율의 절상기와 절하기에 환율이.

같은 비율만큼 변해도 전가율이 비대칭적으로 나타난다는 점은 여러 연구에서 얻

어진 결과이다 따라서 원화의 명목실효환율과 한국의 수입물가 사이의 관계도.

원화 절상기와 절하기를 구분하여 분석하는 것이 보다 바람직할 것이다 다만 절.

상기와 절하기를 구분할 경우 추정의 유효성을 담보할만한 충분한 데이터수의 확

보가 곤란해 롤링추정 같은 추정기법은 채용하기가 어려울 수 있다 따라서 이 경.

우 보다 적절한 다른 분석기법이 요구된다.


- 78 -

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- 80 -

부표 테스트에 의한 품목별 시계열데이터의 단위근 검정< > ADF

품목별 원화표시 수입물가지수(1) (lnPi)

수준변수➀품목 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

일반기계 -2.0065 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.2839

전기전자 -1.3631 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.5994

수송장비 -1.7425 -3.4668 -2.9775 -2.5753 0.4082

섬유 -1.5451 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.5085

화학 -1.3325 -3.4669 -2.8775 -2.8754 0.6141

금속 -1.4156 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.5738

차분변수➁품목 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

일반기계 -9.0228 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.0000

전기전자 -9.1646 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.0000

수송장비 -9.1646 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.0000

섬유 -9.0507 -3.4669 -2.8775 -2.5754 0.0000

화학 -10.3650 -3.4669 -2.8775 -2.5754 0.0000

금속 -8.4491 -3.4668 -2.8775 -2.5753 0.0000


- 81 -

품목별 한국의 생산자물가지수(2) (lnPdi)

수준변수➀품목 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

일반기계 -1.5234 -3.3668 -2.5753 -2.5753 0.5196

전기전자 -1.8406 -3.4668 -2.8775 -2.5759 0.3578

수송장비 -2.6991 -3.4666 -2.8774 -2.5753 0.0751

섬유 1.6530 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.4454

화학 -2.6991 -3.4666 -2.8774 -2.5753 0.0751

금속 1.6530 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.4454

차분변수➁품목 검정값 임계값1% 임계값5% 임계값10%

유의확률

(p-value)

일반기계 -1.5234 -3.3668 -2.5753 -2.5753 0.5196

전기전자 -1.8406 -3.4668 -2.8775 -2.5759 0.3578

수송장비 -2.6991 -3.4666 -2.8774 -2.5753 0.0751

섬유 1.6530 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.4454

화학 -2.6991 -3.4666 -2.8774 -2.5753 0.0751

금속 1.6530 -3.6394 -2.9511 -2.6143 0.4454


- 82 -

원화환율 변동에 따른 수입물가 전가율 분석과

시사점

온 기 운

국문초록

지금까지 환율변동과 수입물가 전가율에 관한 실증적 연구는 국내외적으로 다

수 행하여져 왔다 연구결과의 대체적인 공통점은 년대 이후 수입물가 전가. 2000

율이 하락세를 보이고 있다는 점이다 이 논문의 목적은 원화의 명목실효환율 변.

동에 따른 한국의 수입물가전가율을 실증분석하는 것이다 추정기법으로서는 시.

대변화에 따른 전가율의 동태적 변화를 살펴보기 위하여 롤링추정법을 채택하였

다 분석결과 원화환율변동에 따른 수입물가전가율이 하락세를 보이고 있다는 점.

이 확인되었다.

전가율 하락의 한 원인은 한국시장에서 수입제품과 경쟁제품과의 가격경쟁이

갈수록 치열해지고 있다는 점이다 또 다른 원인은 세계적으로 인플레이션 압력.

이 줄어드는 모습이 나타나면서 가격전가를 제약하고 있다는 점이다 한국 기업.

들의 해외투자 확대와 이에 따른 기업내무역 증가도 전가율을 떨어뜨리는 원인이

되고 있다.

한국 기업이나 정책당국은 수출국 기업들의 가격전가 행태 변화에 주목하여 경

쟁전략을 짜거나 정책방안을 수립해야 할 것이다.

핵심어 가격전가 마크업 롤링추정: , PTM, ,

JEL classification: F41


- 83 -

Analysis of Excahnge Rate Pass-through

Rate into Korean Import Prices

Ki-un Ohn

Abstract

The purpose of this paper is to find out the extent of response of Korean

import pices to change of nominal effective exchange rate of Won. The

method of empirical study adopted in this paper is rolling regression

which can capture the dynamic change of estimator.

The result of this study confirms that pass-through rates into Korean

import prices are decreasing dynamically. One of the reasons of lowering

pass-through rates is that price competition is becoming more and more

fierce in Korean import markets. The other reason is that world-wide

decreasing inflationary pressure limits the extent of pass-through.

Increasing overseas investments of Korean firms and activating intra-firm

transactions also are affecting the extent of pass-through rate.

Keywords: pass-through, pricing-to-market, mark-up, rolling regression

JEL classification: F41

원화환율변동에따른수입물가전가율분석과...한국에서도 환율변동과...

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