Research Paper (Special Issue)

Journal of the Korean Society of Mineral and Energy Resources Engineers. August 2020. 341-351
https://doi.org/10.32390/ksmer.2020.57.4.341


ABSTRACT


MAIN

  • 서 론

  • 선행연구

  • 연구 방법론

  •   Hidden Cointegration

  •   Crouching Error Correction Model (CECM)

  •   Granger 인과관계 검정

  • 실증분석

  •   실증분석 자료

  •   단위근 검정 결과

  •   Hidden Cointegration 검정 결과

  •   CECM 추정 및 Granger 인과관계 검정 결과

  • 결 론

서 론

국제원유시장은 주요 생산지역에 따라 북미, 유럽, 중동의 지역별 원유시장으로 구분할 수 있다. 만약 각각의 지역별 원유시장이 별개의 시장처럼 움직인다면, 각 지역의 원유 수요자 및 공급자들은 주로 자신이 존재하는 지역 원유시장의 수급 상황, 정치적 불안정 등에 초점을 맞추어 가격변동에 대비해야 한다. 그러나 만약 지역별 원유시장이 하나의 시장처럼 움직인다면 원유 수요자 및 공급자들은 자신이 속해있는 지역시장의 변화에만 초점을 맞추는 것이 아니라, 각 지역의 원유 수급상황 및 쇼크 등으로 국제원유시장을 바라보는 시각을 확대시켜야 한다. 따라서 각 지역별 원유시장이 분리된 시장처럼 움직이는지 하나의 시장처럼 움직이는지 파악하는 것은 정책적 측면 및 산업적 측면에서 중요하다고 할 수 있다.

상기 언급한 국제원유시장의 관계에 대한 주제는 자원경제학 분야에서 국제원유시장의 단일화(market integration) 및 지역화(regionalisation) 가설에 대한 연구로 수행되어 왔다. Adelman(1984)이 국제원유시장은 “하나의 큰 시장(one great pool)”이라고 주장한 이후, Gülen(1997), Gülen(1999), Bachmeier and Griffin(2006) 등은 각 시장의 정보를 담고 있는 벤치마크 가격을 바탕으로 분석을 수행했다. 대표적인 국제원유시장의 단일화 및 지역화 연구 분석 방법론은 각 경제변수 사이에 장기적인 균형관계가 성립하는지 여부를 판단하는 공적분 검정(cointegration test)이다. 만약 두 지역시장은 벤치마크 가격 사이에 장기적인 균형관계가 존재할 경우 두 지역시장은 하나의 시장처럼 움직인다는 결과를 도출할 수 있게 되며, 다수의 연구들은 Adelman(1984)의 주장을 뒷받침 하는 결과를 도출하였다.

그런데 이상의 연구들은 유가의 상승충격 사이와 하락충격 사이에 동일한 관계식을 유지한다는 ‘대칭적’ 공적분 관계가 존재한다는 것을 전제로 한다. 즉 지역별 원유시장에 유가 상승충격이 발생하는 상황과 유가 하락충격이 발생하는 상황에 관계 없이 모두 장기적으로 동일한 관계를 가지며 하나의 시장처럼 움직인다는 것이다. 그러나 Granger and Yoon(2002)이 주장하였듯이, 경제변수들은 상승충격과 하락충격이 발생할 때 서로 다르게 반응할 수 있으며, 이에 따라 원유시장 역시 시장상황에 따라 서로 다른 균형관계가 존재할 수 있다. 이 가능성에 대해서 Gülen(1999)은 수요자의 합리적 탐색행위에 기반하여 유가가 상승할 때 국제원유시장이 더 단일화되는 경향을 보인다고 주장한 바 있다.

본 연구는 국제원유시장의 상황에 따라 원유시장이 단일화되는 양상이 다르거나 또는 단일화 여부가 달라질 수 있다는 가능성에 착안하여, 원유가격의 상승충격 사이와 하락충격 사이에 비대칭적 관계의 존재에 대해 검토했다. 원유시장 간 비대칭적 관계의 검토를 위해 본 연구는 경제변수의 상승충격과 하락충격을 고려하여 비대칭적인 공적분 관계를 추정할 수 있는 Granger and Yoon(2002)의 hidden cointegration 개념을 적용하여 국제원유시장의 단일화 및 지역화 가설을 검정했다. 구체적으로 각 지역시장의 벤치마크 가격을 가격 ‘상승성분’과 ‘하락성분’으로 분해하고, 벤치마크 가격들의 각 성분 간의 장기적인 균형관계가 성립하는지 여부를 판단하여 국제원유시장의 단일화 가설을 시장상황에 따라 세부적으로 살펴보았다. 또한 벤치마크 가격들의 각 성분 간의 인과관계를 검정하여 벤치마크 가격들의 가격상승 충격과 가격하락 충격 사이의 비대칭적인 인과관계를 검토해보고자 한다.

본 연구의 순서는 다음과 같다. 선행연구에서는 국제원유시장의 단일화 및 지역화 가설에 대한 선행연구를 간략히 소개한다. 연구 방법론에서는 Granger and Yoon(2002)의 hidden cointegration 개념과 이를 바탕으로한 crouching error correction model을 소개한다. 실증분석에서 실증분석 결과를 제시하고 본 연구의 결과를 해석하며, 결론에서 연구를 요약하고 본 연구의 함의를 제시하고자 한다.

선행연구

Adelman(1984)의 주장 이후 국제원유시장의 단일화 및 지역화 가설은 다양한 연구를 통해서 진행되어왔다. 초기의 실증연구로는 Weiner(1991)가 있다. Weiner(1991)는 주요 국제원유시장의 가격들 사이의 상관관계(correlation) 분석과 변환(swithching) 회귀모형을 통하여, 국제원유시장이 매우 높은 정도로 지역화된 시장이라고 결과를 제시하였다. Ripple and Wilamoski(1995)는 상관관계 분석에 초점을 맞추어 가설검정을 수행하였는데, 분석 결과로 Weiner(1991)와는 다르게 국제원유시장이 점점 단일화된 시장처럼 움직여가고 있다는 주장을 하였다.

공적분 검정을 적용하여 국제원유시장의 단일화 및 지역화에 대한 연구로는 Gülen(1997), Gülen(1999)가 있다. Gülen(1997), Gülen(1999)는 국제원유시장의 지역화 가설을 검정하기 위하여 공적분 검정법을 제시하였다. Gülen(1997)에 의하면 국제원유가격 사이에 공적분 관계가 존재한다는 것은 국제원유가격들이 장기적으로 균형을 이루며 움직이기 때문에 국제원유시장이 단일화된 시장처럼 움직인다는 것이다. Gülen(1997), Gülen(1999)는 연구결과를 통해 국제원유시장은 단일화된 시장처럼 움직인다는 가설에 대한 실증분석 근거를 제시하였다.

Gülen(1997), Gülen(1999) 이후에도 많은 연구들은 공적분 검정을 기반으로 한 국제원유시장의 단일화 및 지역화 연구를 수행하여 Adelman(1984)의 주장의 타당성을 실증적으로 입증했다. Bachmeier and Griffin(2006)은 오차수정모형을 이용하여 오차수정항의 계수를 이용하여 국제원유시장의 통합(integration) 정도에 대하여 분석을 하였다. Kim et al.(2007)Bachmeier and Griffin(2006)의 오차수정모형은 장기균형관계가 성립하지 않는 시장가격에 대해서는 적용할 수 없다는데 착안하여 국제원유시장의 지역화 분석방법으로 인과관계 분석 방법론을 제시하였다. Kim et al. (2007)는 장기균형이 존재하는 유종에 대해서는 벡터오차수정모형(Vector Error Correction Model, VECM)을 이용하여 시차를 고려한 인과관계를 검정하였고 장기균형이 존재하지 않는 유종에 대해서는 Hsiao(1981)의 접근법을 이용하여 서로 다른 시차구조 모형을 이용하여 국제원유가격의 인과관계를 검정하였다.

구조변화를 고려한 국제원유시장의 단일화 및 지역화 연구도 시도되었다. Kim et al.(2013)은 벤치마크인 Dubai, Brent, WTI 관계에 하나의 구조변화를 고려한 공적분 검정을 통해 국제원유시장의 지역화 가설을 검정하였다. Aruga (2015)는 나아가 두 개의 구조변화를 고려한 공적분 검정을 통해 연구를 확장했으며, WTI 가격은 Dubai 및 Brent와 장기균형관계가 성립하지 않음을 보였다.

이상의 선행연구들은 원유가격에 대해 공적분 검정을 적용하고 다양한 방법론을 추가하여 국제원유시장의 지역화 및 단일화 가설을 검정했다. 그러나, 이상의 선행연구들은 원유가격의 상승충격 사이와 하락충격 사이에 존재할 수 있는 ‘비대칭적인’ 관계에 대해서 검토하지 못하였다. Gülen (1999)의 경우 유가 상승기와 유가 하락기로 나누어서 분석을 수행하여 ‘비대칭적인’ 관계의 가능성을 지적하였으나, 이 역시 각 기간에 대해서 ‘대칭적인’ 관계가 존재하는 것을 전제로 하며, 원유가격이 내포하고 있는 상승성분과 하락성분 간의 비대칭적인 관계를 확인하지는 못했다는 한계점이 있다. 이에 따라 본 연구는 Granger and Yoon(2002)의 hidden cointegration 개념을 국제원유시장에 적용하여 비대칭적인 국제원유시장의 단일화 가능성에 대해 검토하고, 국제원유시장의 지역화 및 단일화를 이해하는데 추가적인 정보를 제공하고자 한다.

연구 방법론

Hidden Cointegration

Granger and Yoon(2002)은 확률보행(random walk) 과정을 따르는 시계열 XtYt에 대하여 각 시계열의 백색잡음(white noise) εtηt를 양의 충격(ϵt+, ηt+)과 음의 충격(εt-, ηt-)으로 분리하여 식을 구성하였다.

$$X_t=X_{t-1}+\epsilon_t=X_0+\sum_{k=1}^t\epsilon_k=X_0+\sum_{k=1}^t\epsilon_k^++\sum_{k=1}^t\epsilon_k^-$$ (1)
$$Y_t=Y_{t-1}+\eta_t=Y_0+\sum_{k=1}^t\eta_k=Y_0+\sum_{k=1}^t\eta_k^++\sum_{k=1}^t\eta_k^-$$ (2)

where ϵt+=max(ϵt,0), ϵt-=min(ϵt,0), ηt+=max(ηt,0), ηt-=max(ηt,0)

이때 Granger and Yoon(2002)은 양의 충격의 누적합인 k=1tϵk+k=1tηk+를 각각 Xt+Yt+로 정의하였으며, 음의 충격의 누적합인 k=1tϵk-k=1tηk-를 각각 Xt-Yt-로 정의하였다. 이 때 Xt+Yt+는 시계열 XtYt에 내포되어 있는 상승성분으로 이해할 수 있으며, Xt-Yt-는 시계열 XtYt에 내포되어 있는 하락성분으로 이해할 수 있다. 따라서 최종적으로 시계열 XtYt는 식 (3) 및 (4)와 같이 각각의 상승성분과 하락성분으로 분해하여 표현할 수 있다. 이때 시계열 XtYt의 상승성분과 하락성분은 표류가 있는 확률보행(random walk with drift)과정을 따른다(Schorderet, 2002).

$$X_t=X_0+X_t^++X_t^-$$ (3)
$$Y_t=Y_0+Y_t^++Y_t^-$$ (4)

시계열 Xt의 상승성분과 하락성분의 정의에 의해서 t+=ϵt+Xt-=ϵt-의 관계가 성립하고, 시계열 Xt의 확률보행 정의에 따라 Xt=Xt-Xt-1=ϵt의 관계가 성립하므로, Xt+Xt-Schorderet(2002), Schorderet(2003)의 표현과 같이 지시함수(indicator function) 1(·)을 활용하여 식 (5) 및 식 (6)로 표현할 수 있다. 동일한 논리로 시계열 Yt의 상승성분과 하락성분 역시 식 (5) 및 식 (6)와 같은 표현으로 나타낼 수 있다.

$$X_t^+=\sum_{k=0}^{t-1}1(\triangle X_{t-k}>0)\triangle X_{t-k}$$ (5)
$$X_t^-=\sum_{k=0}^{t-1}1(\triangle X_{t-k}<0)\triangle X_{t-k}$$ (6)

Hidden cointegration은 상승성분과 하락성분으로 분해된 두 비정상 시계열 Xt, Yt에 대하여 식 (7)~식 (10)와 같이 상승성분과 하락성분의 조합 간에 영벡터가 아닌 공적분 벡터가 존재하여 안정적인 시계열(z1,t, z2,t, z3,t, z4,t)일 때 Xt, Yt는 비대칭 공적분 되어 있다고 정의한다(Granger and Yoon, 2002). 즉 hidden cointegration이란 경제변수들의 시계열 그 자체의 공적분 여부가 아니라 시계열의 움직임 중 각 상승성분(또는 하락성분) 사이 또는 상승성분과 하락성분이 서로 공적분 되어 있어, 공적분 관계가 ‘숨겨져’ 있다는 것을 의미한다.

$$z_{1,t}=X_t^++\beta_1Y_t^+$$ (7)
$$z_{2,t}=X_t^-+\beta_2Y_t^-$$ (8)
$$z_{3,t}=X_t^++\beta_3Y_t^-$$ (9)
$$z_{4,t}=X_t^-+\beta_4Y_t^+$$ (10)

통상적인 공적분 검정에서는 경제변수들 간의 대칭적인 장기균형만 고려하며 숨겨진 공적분 관계를 간과하게 된다. 따라서 통상적인 공적분 검정에서는 경제변수들의 움직임의 내부적 요소(상승성분, 하락성분)의 장기적 균형관계를 포착하기 어렵다. 예컨대 경제변수XtYt가 통상적인 공적분 검정으로는 장기균형이 없는 것으로 드러날 수 있으나, 실제로는 Xt+Yt+ 사이 혹은 Xt-Yt- 사이에서 장기균형이 존재할 수도 있다. 또한 이들의 인과관계를 검정하여 한 경제변수의 상승성분이 다른 경제변수의 상승성분을 인과 하는지 또는 한 경제변수의 하락성분이 다른 경제변수의 하락성분을 인과 하는지 등 인과관계 검정에서도 더 자세한 메커니즘을 포착할 수 있다는 장점이 있다.

Granger and Yoon(2002)은 잔차기반(residual-based) 공적분 검정인 Engle and Granger(1987) 공적분 검정을 활용하여 hidden cointegration 검정을 수행했다. 본 연구는 변수 간의 종속관계가 명확하지 않은 국제원유시장의 분석이기 때문에 Engle and Granger(1987) 공적분 검정을 사용하기에 한계가 있다. 따라서 본 연구에서는 국제원유가격의 상승성분 간 및 하락성분 간의 hidden cointegration을 검정하기 위하여 벡터모형 기반의 검정법인 Johansen(1991) 공적분 검정법을 이용했다.1)

1) Johansen(1991) 공적분 검정법을 이용하여 hidden cointegration을 검정한 연구로는 Hatemi-J and Irandoust(2012), Alexakis et al.(2013), Koutroulis et al.(2016) 등이 있다.

Crouching Error Correction Model (CECM)

Granger and Yoon(2002)은 hidden cointegration을 바탕으로 crouching error correction model(CECM) 모형을 제안하였다. CECM은 통상적인 오차수정모형(error correction model, ECM) 및 벡터오차수정모형(vector error correction model, VECM)과 유사하게, hidden cointegration 관계에 있는 두 시계열을 오차수정모형의 형태로 표현한다. Granger and Yoon(2002)은 논의의 편의를 위해 시계열 Xt, Yt의 상승성분 간(Xt+, Yt+) 및 하락성분 간(Xt-, Yt-)의 hidden cointegration 여부 및 공적분 벡터를 바탕으로 네 가지의 공적분 가능성과 그에 따른 CECM을 제시하였다.2)

2) 상승성분과 하락성분 사이에 hidden cointegration 관계가 성립할 때 역시 CECM으로 표현할 수 있다. Granger and Yoon (2002)은 실증분석으로 미국의 장기 이자율과 단기 이자율의 상승성분과 하락성분 사이의 CECM과 미국의 생산과 실업률의 상승성분과 하락성분 사이의 CECM을 추정한 바 있다.

첫 번째는 시계열 Xt, Yt의 상승성분 간(Xt+, Yt+) 및 하락성분 간(Xt-, Yt-) 둘 다 공적분 관계가 성립하지 않는 경우로, 이 때는 CECM으로 표현할 수 없다. 두 번째는 시계열 Xt, Yt의 상승성분 사이(Xt+, Yt+)에서만 공적분 관계가 성립하거나 하락성분 사이(Xt-, Yt-)에서만 공적분 관계가 성립하는 경우이다. 만약 상승성분 사이에서만 공적분 관계가 성립할 때 CECM은 식 (11) 및 (12)와 같이 표현할 수 있다.

$$\triangle X_t^+=\alpha_1+\theta_1(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{1,i}\triangle_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p2}\delta_{1,i}\triangle Y_{t-i}^++\nu_{1,t}$$ (11)
$$\triangle Y_t^+=\alpha_2+\theta_2(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{2,i}\triangle X_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p2}\delta_{2,i}\triangle Y_{t-i}^++\nu_{2,t}$$ (12)

세 번째는 시계열 Xt, Yt의 상승성분 사이(Xt+, Yt+)와 하락성분 사이(Xt-, Yt-)둘 다 공적분 관계가 성립하며, 공적분 벡터가 비대칭적인 경우이다. 이때 CECM은 식 (13) 및 (14)와 같이 표현할 수 있다.

$$\triangle X_t=\alpha_1+\theta_1(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\phi_1(X_{t-1}^-+\beta_2Y_{t-1}^-)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{1,i}\triangle X_{t-i}^+\\\;\;\;\;\;\;\;\;\;+\sum_{i=1}^{p2}\delta_{1,i}\triangle Y_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p3}\rho_{1,i}\triangle X_{t-i}^-+\sum_{i=1}^{p4}\tau_{1,i}\triangle Y_{t-i}^-+\nu_{1,t}$$ (13)
$$\triangle Y_t=\alpha_2+\theta_2(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\phi_2(X_{t-1}^-+\beta_2Y_{t-1}^-)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{2,i}\triangle X_{t-i}^+\\\;\;\;\;\;\;\;\;\;+\sum_{i=1}^{p2}\delta_{2,i}\triangle Y_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p3}\rho_{2,i}\triangle X_{t-i}^-+\sum_{i=1}^{p4}\tau_{2,i}\triangle Y_{t-i}^-+\nu_{1,t}$$ (14)

네 번째는 시계열 Xt, Yt의 상승성분 사이(Xt+, Yt+)와 하락성분 사이(Xt-, Yt-)둘 다 공적분 관계가 성립하며, 공적분 벡터가 대칭적인 경우이다. 이때 CECM은 식 (15) 및 (16)와 같이 표현할 수 있다.

$$\triangle X_t=\alpha_1+\theta_1(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\theta_1(X_{t-1}^-+\beta_1Y_{t-1}^-)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{1,i}\triangle X_{t-i}^+\\\;\;\;\;\;\;\;\;\;+\sum_{i=1}^{p2}\delta_{1,i}\triangle Y_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p3}\rho_{1,i}\triangle X_{t-i}^-+\sum_{i=1}^{p4}\tau_{1,i}\triangle Y_{t-i}^-+\nu_{1,t}$$ (15)
$$\triangle Y_t=\alpha_2+\theta_2(X_{t-1}^++\beta_1Y_{t-1}^+)+\theta_2(X_{t-1}^-+\beta_1Y_{t-1}^-)+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{2,i}\triangle X_{t-i}^+\\\;\;\;\;\;\;\;\;\;+\sum_{i=1}^{p2}\delta_{2,i}\triangle Y_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p3}\rho_{2,i}\triangle X_{t-i}^-+\sum_{i=1}^{p4}\tau_{2,i}\triangle Y_{t-i}^-+\nu_{1,t}$$ (16)

본 논문에서는 국제원유가격 간의 인과관계 검정을 위하여, 상승성분 간(Xt+, Yt+) 또는 하락성분 간(Xt-, Yt-)에 공적분 관계가 성립하지 않을 때, 일차 차분하여 벡터자기회귀(Vector Autoregressive, VAR) 모형을 추정하였다. 만약 상승성분 사이에서 공적분 관계가 성립하지 않을 때 상승성분에 대한 VAR 모형은 식 (17) 및 (18)와 같다.

$$\triangle X_t^+=\alpha_1+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{1,i}\triangle X_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p2}\delta_{1,i}\triangle Y_{t-i}^++\nu_{1,t}$$ (17)
$$\triangle Y_t^+=\alpha_2+\sum_{i=1}^{p1}\gamma_{2,i}\triangle X_{t-i}^++\sum_{i=1}^{p2}\delta_{2,i}\triangle Y_{t-i}^++\nu_{2,t}$$ (18)

Granger 인과관계 검정

Granger 인과관계 검정은 Granger(1969)가 정의한 인과관계의 정의에 따른 검정으로, 식 (11)~식 (18)에서 한 변수의 과거값들을 포함하지 않는 것에 비하여 과거값들을 포함하는 것이 다른 변수의 현재값을 더 잘 예측할 수 있는지 검정한다. 예컨대, 식 (11) 및 (12)의 CECM을 추정했을 때, Yt+Xt+를 단기적으로 인과하는지 여부는 귀무가설인 ‘단기적으로 Yt+Xt+를 Granger 인과하지 않는다(H0:δ1,1=δ1,2==δ1,p2=0)’는 가설을 통계적으로 검정하게 되며, Yt+Xt+를 장기적으로 인과하는지 여부는 ‘장기적으로 Yt+Xt+를 Granger 인과하지 않는다(H0:θ1=0)’는 가설을 통계적으로 검정하게 된다. 귀무가설의 기각여부에 따라 변수 간 단기적 및 장기적 인과관계를 판단할 수 있다.

실증분석

실증분석 자료

본 연구에서는 국제원유시장의 대표적인 벤치마크인 Dubai (중동), Brent(유럽), WTI(북미)의 세 가지의 지역시장 현물가격을 이용하여 hidden cointegration 분석을 수행하였다. Dubai 가격은 한국석유공사 페트로넷의 자료를 이용하였으며, Brent 현물가격과 WTI 현물가격은 미국 에너지부(Department of Energy)의 에너지정보국(US Energy Information Administration, EIA)의 자료를 이용하였다.

분석기간은 2009년 1월 1주부터 2020년 6월 3주까지이며 총 599개의 주별(weekly) 자료를 이용하였다. 국제원유가격 간의 관계에는 구조변화가 발생할 수 있으며, Kim et al.(2013)Aruga(2015) 등의 실증분석 공통적으로 2008년 ~ 2010년 사이에서 구조변화가 발생한 것으로 지적하고 있다. 본 연구에서는 국제원유가격 간의 구조변화가 모형 추정에 미치는 효과를 배제하기 위하여 구조변화 이후 시점에 대해서 분석하였으며, 구조변화 시점은 Kim et al. (2013)의 연구를 기준으로 2009년부터 분석기간을 설정했다.3)

3) Kim et al.(2013)은 Dubai, WTI, Brent 가격 간 장기균형관계의 구조변화 시점을 실증적으로 도출하고, 국제금융위기 등 원유시장에 영향을 미친 사건이 발생한 2009년을 전후로 분석기간을 나누어 인과관계를 분석했다.

Dubai, Brent, WTI 가격과 식 (5) 및 (6)로 구축한 각 가격의 상승성분과 하락성분의 요약통계는 Table 1과 같다.

Table 1.

Summary Statistics

Mean Standard Deviation Min Max
Dubai 74.402 25.494 17.59 123.59
WTI 70.010 22.396 3.32 112.30
Brent 76.325 26.559 14.24 126.62
Dubai+ 296.660 143.312 0.00 545.45
Dubai‒ -260.487 155.034 -542.85 0.00
WTI+ 321.773 152.862 0.00 590.41
WTI‒ -294.163 164.149 -594.46 0.00
Bent+ 334.546 161.457 0.00 614.27
Brent‒ -295.261 173.310 -610.36 0.00

1) + and – denote cumulative sums of the positive shock (Xt+) and the negative shock (Xt-) respectively.

단위근 검정 결과

Hiddne cointegration 분석에 앞서 벤치마크 원유가격의 시계열의 안정성을 검정하기 위하여 단위근 검정을 수행하였다. Dubai, WTI, Brent 가격의 단위근 검정결과는 Table 2와 같다. 단위근 검정방법은 Dickey and Fuller(1979)의 검정법에서 개선된 Augmented Dickey Fuller(ADF) 검정과 Phillips and Perron(1988)이 제안한 Phillips Perron(PP) 검정을 이용하였다. 두 단위근 검정에서 모두 Granger and Yoon(2002)과 같이 확률보행(random walk without drift) 모형을 기반으로 단위근 검정을 수행했으며 ADF 검정의 시차는 베이지안정보기준(Bayesian Information Criteria, BIC)으로 결정했다.

Table 2.

Unit root test results

Level Variables 1st difference Variables
ADF PP ADF PP
Dubai -0.578 -0.473 -18.245*** -18.349***
WTI -0.613 -0.560 -19.178*** -19.083***
Brent -0.580 -0.485 -18.551*** -18.518***

1) ***, **, and * denote rejection of the null hypothesis at 1%, 5%, and 10% significance level respectively.

2) Critical values of 1%, 5%, and 10% significance level of ADF and PP test are -2.580, -1.950, and -1.620 respectively.

세 원유가격의 수준변수는 두 검정에서 모두 단위근이 존재한다는 귀무가설을 기각하지 못하였다. 세 원유가격을 1차 차분하여 단위근 검정을 한 결과 두 검정에서 모두 1% 유의수준에서 단위근이 존재한다는 귀무가설을 기각하였다. 따라서 Dubai, WTI, Brent 가격 모두 1차 적분된 시계열로 불안정한 시계열인 것으로 나타났다.

Hidden Cointegration 검정 결과

Dubai, WTI, Brent 가격의 Hidden cointegration 관계를 파악하기 위하여, Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분 사이 및 하락성분 사이에 이변수 Johansen 공적분 검정을 수행했다. 공적분 검정 시, Granger and Yoon(2002)과 동일하게 시간추세와 상수항이 포함된 공적분 관계식을 고려했다. Johansen 공적분 검정 결과는 Table 3과 같다.

Table 3.

Results of Johansen cointegration test for hidden cointegration

Trace Statistics
H0:r=0 H0:r1
Dubai+, WTI+ 25.269* 6.735
Dubai+, Brent+ 26.511** 10.578
Brent+, WTI+ 25.851** 7.582
Dubai-, WTI‒ 12.933 3.698
Dubai-, Brent‒ 11.049 4.172
Brent-, WTI‒ 15.033 3.995

1) ***, **, and * denote rejection of the null hypothesis at 1%, 5%, and 10% significance level respectively

2) Critical values of 1%, 5%, and 10% significance level are 30.45, 25.32, and 22.76 respectively under the null hypothesis that rank is equal to zero

3) Critical values of 1%, 5%, and 10% significance level are 16.26, 12.25, and 10.49 respectively under the null hypothesis that rank is equal to or smaller than one.

Johansen 공적분 검정 결과, Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분은 공적분 관계가 존재하지 않는다는 귀무가설(r=0)을 기각하고 공적분 관계식이 한 개 이하라는 귀무가설(r1)을 기각하지 못하여, 유가의 상승성분 사이에는 모두 하나의 공적분 관계가 존재했다. 그러나 Dubai, WTI, Brent 가격의 하락성분은 공적분 관계가 존재하지 않는다는 귀무가설(r=0)을 기각하지 못하여, 유가의 하락성분 사이에는 모두 공적분이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 따라서 Dubai, WTI, Brent 가격은 상승성분 사이에만 hidden cointegration이 존재하며, 각 원유시장에 가격 상승충격이 발생하는 상황에 한하여 국제원유시장이 단일화 되어 있는 것으로 드러났다. Dubai, WTI, Brent 가격을 상승성분과 하락성분으로 분해하지 않고 통상적인 공적분 검정을 수행했을 때 각 가격 사이에는 공적분 관계가 성립했는데4), 해당 공적분 관계는 각 가격의 상승성분의 hidden cointegration 관계에 의해 지배적으로 결정된 것으로 판단된다.

4) 통상적인 공적분 검정은 Appendix Table A-1에 제시하였다.

Dubai, WTI, Brent 가격은 상승성분 사이, 즉 각 시장의 유가상승 압력이 존재하는 상황에서 공적분 관계가 성립하는 것은 Gülen(1999)의 연구결과를 뒷받침한다. Gülen(1999)은 수요자의 합리적 탐색행위에 기반하여 원유가격이 상승하는 시기에는 공급압력을 받는 시기이므로 대체원유나 다른 유종을 탐색하는 것이 합리적이며, 이에 따라 원유가격이 상승하면 시장거래와 유동성이 증가하여 국제원유시장이 단일화되는 경향을 보일 것이라고 주장하였다. 따라서 본 연구에서 Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분 사이에서만 공적분이 성립하는 것은 가격의 상승성분에 반영된 공통적인 합리적 탐색행위로 일부 설명될 수 있다.

CECM 추정 및 Granger 인과관계 검정 결과

Hidden cointegration이 성립하는 Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분에 대해서는 식 (11) 및 식 (12)와 같이 CECM을 추정하였으며, hidden cointegration이 성립하지 않는 가격의 하락성분에 대해서는 식 (17) 및 식 (18)와 같이 VAR 모형을 추정하였다.5)

5) CECM 추정 결과와 VAR 모형 추정 결과는 Appendix Table A-2 및 Table A-3에 제시하였다.

추정된 모형을 바탕으로 Granger 인과관계 검정을 한 결과는 Table 4와 같다. Granger 인과관계 검정 결과에 의하면 Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분은 상호 인과하는 관계가 도출되었다. Dubai, WTI, Brent 가격의 단기 인과관계는 모든 조합에서 도출되었으며, 하나의 원유시장의 단기적 가격상승 충격은 다른 원유시장의 단기적 가격상승 충격에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 장기적 인과관계 측면에서 Dubai 가격과 Brent 가격의 상승성분은 WTI 가격을 장기적으로 인과하며, 장기균형에서 벗어났을 때 WTI 가격의 상승성분은 균형수준으로 회복하는 방향으로 움직이는 것으로 나타났다.6)

Table 4.

Result of Granger causality test

Variables Hypothesis Causality Chi-squared statistics
Dubai+, WTI+ WTI+ doesn't cause Dubai+ Short-run 34.548***
Long-run 2.496
Dubai+ doesn't cause WTI+ Short-run 11.086***
Long-run 15.453***
Dubai+, Brent+ Brent+ doesn't cause Dubai+ Short-run 33.354***
Long-run 1.884
Dubai+ doesn't cause Brent+ Short-run 6.097**
Long-run 0.172
Brent+, WTI+ WTI+ doesn't cause Brent+ Short-run 8.355***
Long-run 3.180*
Brent+ doesn't cause WTI+ Short-run 3.954**
Long-run 15.200***
Dubai‒, WTI‒ WTI‒ doesn't cause Dubai‒ Short-run 37.358***
Dubai‒ doesn't cause WTI‒ Short-run 0.193
Dubai‒, Brent‒ Brent‒ doesn't cause Dubai‒ Short-run 48.267***
Dubai‒ doesn't cause Brent‒ Short-run 2.210
Brent‒, WTI‒ WTI‒ doesn't cause Brent‒ Short-run 8.488***
Brent‒ doesn't cause WTI‒ Short-run 5.960**

1) ***, **, and * denote rejection of the null hypothesis at 1%, 5%, and 10% significance level respectively.

6) Table A-2의 Brent+ 및 WTI+ 간의 CECM 추정결과에서 Brent+ 식의 오차수정항의 계수 역시 유의하지만 그 부호가 기댓값과 달라 균형으로 회복하는 방향이 아닌 것으로 추정되었다.

Dubai, WTI, Brent 가격의 상승성분과는 대조적으로 각 가격의 하락성분은 Brent와 WTI 사이에서만 상호 인과하는 관계가 도출되었으며, Dubai 가격의 하락은 WTI 및 Brent 가격의 하락을 인과하지 않는 것으로 나타났다.

본 Granger 인과검정의 주요 결과 중 하나는 북미의 벤치마크인 WTI 가격의 상승과 하락은 타 지역시장의 벤치마크 가격변화를 모두 단기적으로 인과하는 것으로 나타났다는 것이다. 이와 같은 결과는 WTI의 국제원유시장에서의 벤치마크로서 지위 하락이라는 주장(Fattouh(2007), Kao and Wan(2012) 등)과 대조적이다7. WTI 가격이 Dubai와 Brent 가격 변화를 인과한다는 결과는 미국의 원유 수출증가로 일부 설명될 수 있다. 미국은 2015년 12월 원유수출 제한을 해제했으며, 북미 및 중남미를 제외한 미국의 원유 수출량은 2016년 6.1백만 toe, 2017년 25.8백만 toe, 2018년 68.9백만 toe로 급격하게 증가하는 추세에 있다(BP, 2017, BP, 2018, BP, 2019). 따라서 미국의 원유수출 증가로 인해 타 지역시장에 북미산 원유가 유입되면서 북미시장의 충격이 타 지역 시장으로 영향을 미치는 효과가 강해졌고, 이에 따라 기존의 주장과 상반된 결과가 도출된 것으로 판단된다.

7) WTI 가격의 상승이 Dubai 가격의 상승을 장기적으로 인과하지 못한다는 결과는 선행연구의 결과를 일부 뒷받침한다고 할 수 있으나, 후술한 바와 같이 Dubai 가격 외 다른 중동시장 원유가격을 활용한 추가적인 실증분석이 필요하다.

중동시장의 Dubai 가격의 하락이 타 지역의 유가하락을 인과하지 못한다는 결과는 중동시장의 역할 강화(Kaufmann and Ullman(2009), Kim et al.(2013) 등)라는 선행연구의 결과와 대조적이다. 그러나 본 연구결과는 다른 유종의 가격이 Dubai 가격을 인과하지 않는다는 Lee et al.(2017)의 결과와 일부 일치한다. Lee et al.(2017)는 Dubai가 타 벤치마크 원유와 달리 선물로 거래되지 않으며 가격발견기능에 한계가 있다고 지적했다. 따라서 본 연구결과는 Dubai 가격과 타 유종과의 인과관계는 설명할 수 있으나, 국제원유시장 간의 관계를 추정하기 위해서는 Oman 가격 등 다른 중동시장 원유가격을 활용한 추가적인 연구가 필요하다고 판단된다.

결 론

본 연구는 시장상황에 따라 국제원유시장이 함께 움직이는 경향이 달라 질 수 있다는 가능성에 착안하여, Granger and Yoon(2002)의 hidden cointegration 개념을 적용하여 국제원유시장의 지역화 및 단일화 가설을 실증적으로 분석했다. 연구 결과 중동, 북미, 유럽시장은 유가의 상승성분에 대해서는 장기적 균형관계가 존재했으나, 유가의 하락성분에 대해서는 장기적 균형관계가 도출되지 않았다. 따라서 국제원유시장은 유가 상승충격이 발생하는 상황에 대해서는 장기적으로 하나의 시장처럼 움직이는 경향을 보이나, 유가 하락충격이 발생하는 상황에 대해서는 장기적으로 분리된 시장처럼 움직이는 경향을 보인다고 할 수 있다.

Granger and Yoon(2002)의 crouching error correction model(CECM)을 바탕으로 인과관계 검정을 한 결과, 유가 상승충격에 대해서는 모두 양방향의 인과관계가 존재했으나, 유가 하락충격에 대해서는 Dubai 가격으로부터 타 유가로의 인과관계가 존재하지 않는 것으로 나타났다.

본 연구가 가지는 정책적 함의는 다음과 같다. 첫 째, 유가 상승압력이 존재하는 상황에서 국제원유시장이 단일화되는 경향이 있으므로, 각 지역의 유가상승 충격에 대해 주의 깊게 대응할 필요가 있다. 특히 한국은 원유공급을 해외에 의존하고 있으므로 유가상승에 대해 민감할 수 밖에 없으며, 유가상승 압력이 존재할 때 원재료 값 상승에 대한 적절한 대응 수단이 필요하다. 둘 째, 유가 하락에 대비하여 해외자원개발 정책수립 시 지역별 포트폴리오를 구성할 필요가 있다. 유가 하락은 해외자원개발의 수익성에 큰 손실을 가져온다. 그러나 유가 하락압력이 존재하는 상황에서 국제원유시장이 지역화되는 경향이 있으므로, 해외자원개발 정책수립 시 적절한 지역별 포트폴리오를 구성하여 손실을 최소화 할 수 있는 방안이 마련되어야 한다. 셋 째, 미국의 원유수출 확대에 따라 달라질 수 있는 국제원유시장에서 석유수요자로서의 전략이 필요하다. 기존의 주장과 다르게 북미의 WTI는 글로벌 벤치마크로서의 기능이 약화되었다고 보기 어려우며, 미국의 원유수출 확대에 따라 미국의 글로벌 벤치마크로서의 위상이 더 높아질 수 있다. 따라서 현재 타 유가에 비해 낮게 형성되어 있는 WTI 가격수준에만 초점을 맞추는 것보다 북미 시장의 충격이 타 지역시장으로 영향을 미치는 관계에 대해서도 초점을 맞추어 대응할 필요가 있다.

본 연구는 학술적으로 국제원유시장의 지역화 및 단일화 가설 연구에 사용되지 않았던 hidden cointegration과 CECM을 활용하여, 시장상황에 따른 국제원유시장의 비대칭적 단일화에 대해 연구했다는 데에 의의가 있다. 본 연구는 각 지역시장의 유가를 상승성분과 하락성분으로 나누고 공적분 검정을 수행하여, 각 가격의 움직임 성분 간의 균형관계를 분석했다는 점에서 차별성이 있다. 그러나 인과관계 검정에서 밝혔듯이, 중동시장의 벤치마크 가격으로 Dubai 가격만 사용했으며, 중동, 북미, 유럽 원유시장에 대해서만 분석했다는 한계점이 존재한다. 따라서 추후 연구로 Dubai 가격뿐만 아니라 다른 중동시장 유가를 추가하고 타 지역시장의 유가 자료도 추가하여 분석할 경우 더 의미있는 결과를 도출할 수 있을 것으로 판단된다.

Appendix

Table A-1.

Results of Johansen cointegration test for usual cointegration

Trace Statistics
H0:r=0 H0:r1
Dubai, WTI 19.001* 1.961
Dubai, Bren 40.065*** 2.001
Brent, WTI 17.934* 2.431

1) Cointegrating equations only include a constant term.

2) ***, **, and * denote rejection of the null hypothesis at 1%, 5%, and 10% significance level respectively.

3) Critical values of 1%, 5%, and 10% significance level are 24.60, 19.96, and 17.85 respectively under the null hypothesis that rank is equal to zero.

4) Critical values of 1%, 5%, and 10% significance level are 12.97, 9.42, and 7.52 respectively under the null hypothesis that rank is equal to or smaller than one.

Table A-2.

Estimated CECMs for hidden cointegration

Dubai+, WTI+ Dubai+, Brent+ Brent+, WTI+
Xt+
Dubait+
Yt+
WTIt+
Xt+
Dubait+
Yt+
Brentt+
Xt+
Brentt+
Yt+
WTIt+
ECTt-1 0.010
(0.006)
0.028***
(0.007)
-0.044
(0.032)
0.015
(0.037)
0.013*
(0.007)
0.028***
(0.007)
Xt-1+ -0.071
(0.055)
-0.209***
(0.063)
-0.287***
(0.088)
-0.253**
(0.102)
-0.006
(0.061)
-0.120**
(0.060)
Yt-1+ 0.290*
(0.049)
0.315***
(0.057)
0.454***
(0.079)
0.337***
(0.092)
0.176***
(0.061)
0.272***
(0.061)
Constant 0.332
(0.224)
-0.116
(0.256)
0.358
(0.253)
1.018***
(0.295)
0.381
(0.268)
-0.175
(0.267)
R-squared 0.371 0.348 0.373 0.332 0.338 0.341
ECTt-1
Xt+ 1.000
1.000
1.000
Yt+ -1.156***
(0.103)
-0.819***
(0.020)
-1.337***
(0.104)
Trend 0.167*
(0.090)
-0.066***
(0.019)
0.224**
(0.091)
Constant 61.060
-10.739
65.567

1) Parenthesis indicate the standard deviation of estimated coefficients.

2) ***, **, and * denote that an estimated coefficient is significant at 1%, 5%, and 10% significance level respectively.

Table A-3.

Estimated VARs

Dubai-, WTI- Dubai-, Brent- Brent-, WTI-
Xt-
Dubait-
Yt-
WTIt-
Xt-
Dubait-
Yt-
Brentt-
Xt-
Brentt-
Yt-
WTIt-
Xt-1- 0.005
(0.060)
0.030
(0.069)
-0.252***
(0.086)
-0.144
(0.097)
0.168**
(0.065)
0.165**
(0.068)
Yt-1- 0.327***
(0.053)
0.263***
(0.062)
0.549***
(0.079)
0.440***
(0.089)
0.186***
(0.064)
0.154**
(0.066)
Constant -0.579***
(0.069)
-0.706***
(0.080)
-0.578***
(0.068)
-0.704***
(0.076)
-0.666***
(0.076)
-0.674***
(0.079)
R-squared 0.137 0.081 0.152 0.107 0.116 0.090

1) Parenthesis indicate the standard deviation of estimated coefficients.

2) ***, **, and * denote that an estimated coefficient is significant at 1%, 5%, and 10% significance level respectively.

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