I. 서 론

1) 국제 무역 이론에 따르면, 두 국가 사이에서 자유무역이 일어나는 경우, 완전경쟁시장에 있는 동종 재화에 대해, 일 물일가법칙(the Law of One Price: 이하, LOP)이 성립한다고 가정한다.
2) 이하, 환율은 수출국통화/수입국통화 로 정의된다.
3) 이는 본 연구의 표본기간 (2002. 1월 ~ 2021. 6월)에서 FTA 발효 이전과 비교했을 때의 수치를 나타낸다.

Ⅱ. FTA 발효와 국내 수산물 수입시장

4) 2022년 2월 기준, FTA 포털(https://www.customs.go.kr/)

6) https://unctad.org/statistics
7) FTA 포털(https://www.customs.go.kr/)에 있는 각 FTA 발효국별 상품양허안 참고
8) 한-베트남 양자간 FTA는 2015년에 발효되었지만, 한-ASEAN FTA는 2007년 6월에 발효되었다. 베트남은 ASEAN 국 가들 중 하나이다. 따라서 본 연구에서는 한-ASEAN FTA 발효날짜를 기준으로 베트남에 대해서 실증분석을 하였다.
9) FTA 발효 이후, FTA 발효국들로부터 수입한 수산물 총수입액이 증가했다는 수치만으로, FTA 발효국들로부터 수산 물 수입액의 증가가 단지 FTA 발효로부터 기인되었다고 단정짓기는 어렵다. 정확히 FTA 발효가 수산물 수입액에 긍정적인 영향을 미쳤는지를 살펴보기 위해서는 추가적인 분석이 필요하다. 이는 본 연구의 범위를 벗어난다. 하지 만 FTA 발효에 관한 경제효과에 관한 이론적인 모형뿐만 아니라 일부 기존 연구들(김기수·이상숙, 2012; 김찬복ㆍ 조성택, 2015)의 실증분석 결과를 통해 FTA 발효 이후, FTA 발효국들로부터 수산물 수입액이 증가하였음을 예상할 수 있다.
10) 환율의 변화가 수출국 통화표시로 된 수출가격에 미친 영향 역시 “환율전가도”라 한다. 하지만 대부분의 국제경제학 교 과서에서는 수입국 통화 표시로 된 수입가격에 미친 영향으로 환율전가도를 정의한다. (Goldberg and Knetter(1997) 참고)

Ⅲ. 이론적 모형 및 선행연구

1. 이론적 모형: 환율전가도

 환율전가도(Exchange Rate Pass-Through: 이하 ERPT)라 함은 환율의 변화가 한 재화의 수입국 통 화 표시 수입 가격의 변화에 영향을 미치는 정도를 의미10)한다. 운송비용, 무역장벽 등으로부터 발생하는 무역비용이 0이라는 전제 하에, 한 재화 i의 수입국 통화 표시 수입가격11)은 아래 식 (1)과 같 이 표현할 수 있다.

11) 다시 말해서, 이는 수입국 통화표시 수출국의 수출가격을 의미한다. 하지만 본 연구에서는 국내 수입 수산물시장에 초점을 두기 때문에, 수입국 통화표시 수입가격으로 제시할 것이다.

 여기서 P_i,IM는 수입국 통화로 표시된 재화 i의 수입가격, P_i,EX는 수출국 통화로 표시된 재화 i의 수출가격, E는 수출국 통화 한 단위당 수입국 통화로 표시된 환율을 의미한다. 수출국에서 i의 가격은 i를 생산하는 데 드는 비용(MC_i)에 기업들의 마크업(mark-up, ∧_i)이 포함될 것이다. 여기서 기업의 마크업(∧_i)이라 함은 재화 혹은 서비스를 판매함으로써 얻은 수익이 이들의 생산비용에서 차지 하는 비율을 의미12)한다. 한계비용과 마크업을 사용하여, 수출국에서 i의 가격은 식 (2)와 같이 나타 낼 수 있다.

 식 (2)를 식 (1)에 대입한 후, 양변에 자연로그 (natural logarithm)을 취하면 식 (3)과 같이 나타낼 수 있다.

 기업의 마크업은 생산과 관련된 비용에서 발생하기도 하지만, 다양한 거시 경제 상황의 변화에 따 라 영향을 받을 수 있다. 수출기업의 마크업에 가장 큰 영향을 미치는 거시 경제 변수는 환율이다. 따라서 마크업을 재화 i의 생산 자체에서 발생하는 부분(ø_i)과 환율의 변화에 따라 발생하는 부분(αe_i) 으로 표현하면 아래 식 (4)와 같이 나타낼 수 있다.

 식 (4)를 식 (3)에 대입하면, 아래 식 (5)와 같이 나타낼 수 있다.

 여기서 환율전가도 (β)는 β=1+α, α는 환율변화에 따른 마크업을 나타낸다. β의 값에 따라, 환율전가도는 아래 네 가지 경우로 나누어 살펴볼 수 있다.

 첫째, β=1 인 경우, 수출국 통화 한 단위당 수입국 통화로 표시된 환율13)이 상승할 때, 수입국 통화로 표시된 i의 가격은 환율 상승분만큼 증가한다. 즉, 환율의 완전 전가(complete exchange rate pass-through)가 일어난다. 이 경우, 수출기업은 환율이 상승한 만큼 수입국 통화표시로 된 수출재의 가격을 상승시킨다.

둘째, β=0 인 경우, 수입국 통화로 표시된 i의 가격은 변화하지 않는다. 즉, 환율의 완전 비전가 (zero exchange rate pass-through)가 일어난다14). 이 경우, 수출기업은 자국 통화 표시로 나타낸 수출 재의 가격을 환율의 상승 크기만큼 감소시킨다.

 셋째, 0<β<1 인 경우, 수입국 통화로 표시된 i의 가격이 일정 부분만큼 상승하는 경우를 의미 한다. 즉, 이는 환율의 불완전 전가(incomplete exchange rate pass-through)가 일어남을 의미한다. 다시 말해서, 환율 상승으로 인해 증가한 수입국 통화로 표시된 i의 가격에 대해 수출기업이 수출국 통화 로 표시된 i의 가격 하락으로 흡수함을 의미한다.

 마지막으로, β>1 인 경우, 환율이 상승함에도 불구하고 수출국이 수출국의 통화로 표시된 i의 가격을 인상 시킴으로써 수입국 통화로 표시된 i의 가격이 환율 상승분보다 더 많이 상승하는 경우를 의미한다. 이는 i의 수출국이 이미 수입국 시장에서 높은 시장지배력을 가지고 있을 경우 혹은 수입 시장에서 수입재의 가격에 대해 낮은 수요의 탄력성을 가진 경우에 가능하다.

12) Mark-Up_i=Price_i-Cost_i/Cost_i, 여기서 i는 재화를 의미한다.

13) 이하 환율은 E=수입국통화/수출국통화를 의미한다.
14) 이는 환율이 상승할 때, 수출국 통화로 표시된 수출재의 가격이 환율의 상승분만큼 감소하는 경우를 의미한다.

2. 선행연구

1) 환율전가도에 영향을 미친 요인들

 환율전가도에 관한 기존 연구들에 따르면, 한 재화 i를 생산하는 수출기업의 환율변화에 따른 마크업(λ_i)은 수출기업이 수입국 내의 수입시장에서 차지하는 시장점유율, 수입 재화 시장의 경쟁구조, 상 품의 대체성, 시장중시가격설정(pricing to market: PTM)과 같은 미시적인 요인과 환율의 변동성 (exchange rate volatility), 통화정책의 안정성(monetary stability) 그리고 한 나라의 경제 규모와 같은 거시적인 요인들에 의해 영향을 받음을 알 수 있다.

 한 재화 i의 시장에서 한 기업이 차지하는 시장점유율이 높으면 그 기업은 판매하는 재화 i의 가 격을 결정하는 데 영향력을 미칠 수 있다. 즉 시장지배력(market power)을 가지고 있다. 이는 이 재화 시장이 불완전 경쟁 시장임을 의미한다. i의 수입시장이 불완전 경쟁 시장인 경우, i의 수출기업이 수 입시장에서 차지하는 시장점유율이 높을수록 환율의 변화가 i의 수입국 통화 표시가격에 미치는 영향 은 크다. 다시 말해서 환율의 상승으로 인해, 수입국 통화표시로 된 재화 i의 가격이 상승한다고 하더 라도 이미 수입시장에서 차지하는 시장점유율이 높다면 이 기업이 직면하는 수요곡선의 가격탄력성은 낮다고 볼 수 있다. 이 경우, 환율이 상승한다고 하더라도 수출기업은 수출국 통화표시로 된 재화 i의 가격을 낮출 유인이 없다. 조택희(2010), Dornbusch(1987), Feenstra(1989), Feenstra, Gagnon and Knetter(1993), Kreinin(1977)은 수입시장에서 차지하는 시장점유율이 높은 수출기업일수록, 환율 상승 보다 더 높은 수입국 통화표시로 된 수출재의 가격상승으로 이어진다는 것을 발견하였다. 이와는 달리, Froot and Klemperer(1989)는 수출기업이 수입국 내 시장에서 시장점유율을 유지하거나, 혹은 시 장점유율이 낮아서 더 높이려고 하는 경우, 환율 상승에 따른 수입국 통화로 표시된 수출재 가격의 상승이 그리 크지 않음을 발견하였다.

 또한 한 재화 i의 수입국가들마다 i에 대한 수입 수요탄력성이 다를 수 있다. 각 수입국들 사이에서 i에 대한 수입 수요탄력성의 차이로 인해 수출기업이 수입국가들에 따라 i에 대해서 다른 가격을 부과하는 것을 시장 중시 가격(Pricing to Market: PTM)이라고 한다. i의 수입 수요의 가격탄력성이 높으면 높을수록, i의 수출업자들은 환율이 상승함으로 인해, 수입국 통화로 표시된 i의 가격은 상승 하고, 이로 인해 판매량이 감소될 것을 두려워한다. 따라서 수입 수요의 가격탄력성이 높을수록 환율 전가도가 낮을 것을 예상할 수 있다. Marston(1990), Knetter(1989) 그리고 Goldberg and Knetter (1997)는 시장중시가격의 관점에서 국가들마다 환율전가도의 크기가 다름을 발견하였다.

 거시적인 관점에서 환율전가도에 영향을 미치는 요인으로는 안정적인 통화정책, 한 나라의 경제 규모 그리고 시장의 개방 정도(openness) 등이 있다. Devereux and Engle(2003)과 Bacchetta and van Wincoop(2005)은 안정적인 통화정책을 가지고 있는 나라들일수록 환율전가도의 크기가 낮음을 발견하였다. 한 나라의 경제 규모 역시 환율전가도의 크기에 중요한 역할을 한다. Dornbush(1987)는 경제규모가 큰 수출국일수록 높은 수출 환율전가도를 가진다는 것을 발견하였다. 시장의 개방정도(openness) 는 주로 전체 경제 규모 대비 총수입액이 차지하는 비중(총수입액/실질 GDP) 혹은 전체 경제 규모 대 비 무역개방(총수출액+총수입액/실질 GDP)으로 측정된다. 차혜경(2008), Campa and Goldberg(2002), MaCarthy(2007)는 한 국가의 수입비중이 높으면 높을수록 수입재의 가격에 대한 환율전가가 높음을 발견하였다.

2) FTA와 환율전가도

 두 국가 사이에서 FTA가 발효된다면, 이들 사이에서 존재하였던 관세 및 비관세 장벽이 낮아지거 나 철폐되기 때문에 교역량이 증가할 것이다. 다시 말해서 개방 정도가 높아질 것이다. 차혜경(2008), MaCarthy(2007), Campa and Goldberg(2002)의 연구 결과를 바탕으로, FTA가 발효되면 환율전가도가 높아질 것이라 예측할 수 있다. 하지만 FTA가 환율전가도에 미친 영향에 관해 살펴본 연구들은 FTA 발효 이후, 환율전가도는 오히려 낮아졌음을 발견하였다. Marmolejo(2011)는 NAFTA가 멕시코 수입물 가의 환율전가도에 미친 영향을 살펴보았다. NAFTA 발효 이후, 멕시코 수입물가의 환율전가도는 전 반적으로 낮아짐을 발견하였고, 차별 정도가 낮은 재화의 환율전가도는 차별 정도가 높은 재화의 환 율전가도에 비해 높음을 발견하였다. Permani(2021)는 호주의 8개 FTA 발효국들(e.g. 중국, 한국 등)을 대상으로 호주의 주요 수출품인 낙농업 제품 - 우유, 가루우유, 치즈 - 의 수입국 통화 표시 수출가격 환율전가도에 FTA가 미친 영향을 살펴보았다. 한국으로 수출하는 치즈 가격의 환율전가도는 한국과 호주의 FTA 발효 이후 감소하였으나, 호주의 다른 FTA 발효국들 사이에 있어서, FTA 발효 이후, 호 주의 주요 낙농업 수출품의 수출가격 환율전가도의 변화를 발견하지 못하였다.

 FTA가 낮은 환율전가도를 초래한 이유는 완전경쟁시장을 가정하는 국제 무역이론과 달리, 국제 무 역이 일어나는 현실 세계에 존재하는 많은 재화 시장들이 불완전 경쟁시장이기 때문일 것이다. FTA 발효 이후, 무역장벽의 감소로 인해 경쟁이 더욱 더 증가하고, 각 수출기업은 수입시장에서 더 많은 시장점유율을 차지하기 위해, 가격을 환율 상승분만큼 올리는 것을 꺼려함으로써 FTA 발효 이후 환 율전가도가 낮아졌을 것이라 사료된다.

 Ⅱ장에서 살펴보았듯이, 국내 수입 수산물 시장은 소수 몇 개의 수입국들이 높은 시장점유율을 차 지하는 불완전경쟁 시장구조를 가지고 있다. 따라서 FTA 발효 이후, Marmolejo(2011)와 Permani (2021)가 발견한 것처럼 전반적으로 환율전가도가 낮아질 수 있을 것이라 예상된다. 이에 더하여, 일 부 연구들(조택희, 2010; Kreinin, 1977; Feenstra, 1989)의 연구 결과와 마찬가지로, 임은선 · 김기수 (2009)는 국내 수산물 수입 국가가 국내 수입 수산물 시장에서 차지하는 시장점유율이 높을수록 환율 전가도가 높음을 발견하였다. 이처럼 한 재화 시장이 불완전경쟁 시장인 경우, 수출기업이 한 재화의 수입시장에서 차지하는 시장점유율에 따라 환율전가도가 다를 수 있는 것처럼, 국내 수입 수산물 시 장에서 차지하는 각 수입국들이 차지하는 시장점유율에 따라 환율전가도의 크기가 달라질 것이라 예 상된다. 더 나아가 FTA 발효가 수입 환율전가도에 미치는 영향 역시 이들이 차지하는 시장점유율에 따라 다를 것이라 예상된다. 다시 말해서, 시장점유율이 높을수록 FTA 발효 이후 감소된 환율전가도 의 크기는 작을 것이라 예상된다.

Ⅵ. 실증분석 모형 및 실증분석 자료

1. 실증분석 모형

 한 재화의 수입 가격은 환율, 수입 대체재의 가격, 수입재의 수요에 영향을 미칠 수 있는 수입국가 소비자들의 소득 등 다양한 경제 변수들에 의해 영향을 받을 수 있다. FTA 발효국들로부터 수입한 수산물 가격(mp_i,t)에 영향을 주는 요인들로는 한국과 FTA 발효국들 사이에서의 환율(exr_i,t), 이들로 부터 수입한 수산물의 대체재가 될 수 있는 국내산 수산물의 가격(kor_i,t), FTA 발효 유무(FTA_i) 그리고 수산물 수입 수요에 영향을 미치는 우리나라 국민들의 실질소득(rgdp_i,t) 등이 있다. 각 변수들 에 자연로그를 취하여, 한국의 각 FTA 발효국들(i)로부터 수입한 수산물의 수입 가격(mp_i,t)에 관한 함수 추정식은 아래 (6)과 같이 설정할 수 있다.

 여기서 lmp_i,t는 t 시점에서 한국이 FTA 발효 국가(i)로부터 수입한 전체 수입 수산물의 단위당 원 화 표시 수입 가격(won/kg, CIF 기준), lexr_i,t는 t 시점에서 한국과 FTA 발효 국가(i) 사이에서의 명 목환율(한국통화(won)/FTA 발효국의 통화)15)이다. lkor_i,t는 t 시점에서 국내산 수산물 물가지수 (2015=100)를 나타내고, FTA_i는 i 국가와의 FTA 발효가 i국가로부터 수입한 수산물 수입가격에 미치는 영향을 나타내는 더미변수, 그리고 lrgdp_i,t는 t 시점에서 한국의 실질 GDP를 나타낸다.

 본 연구에서 초점을 두고 있는 FTA 발효가 국내 수입 수산물가격의 환율전가도에 미친 영향을 살펴보기 위해, FTA와 환율 사이의 상호작용을 나타내는 변수, lexr_i,t FTA_i (i.e. lexr_i,t FTA_i=×lexr_i,t FTA_i)를 식 (6)에 포함하였다. 이는 FTA가 원화 표시 국내 수입 수산물 가 격의 환율전가도에 미친 영향을 나타낸다. 최종적으로 본 연구에서 추정한 국내 수입 수산물 가격과 이에 영향을 미치는 경제 변수들 사이의 장기 균형식은 식 (7)과 같다. 만약 식 (7)에서 B2<0이면, FTA 이후, 환율전가도(B1 +B2)는 감소함을 나타낸다.

 이에 더하여, 이전 시차들의 국내 수입 수산물 가격뿐만 아니라 위에서 언급한 다양한 경제 변수들 이 단기적으로 FTA 발효국들로부터 수입된 국내 수입 수산물 가격에 미치는 영향을 분석하기 위해서 식 (7)의 잔차를 이용하여 다음 식 (8)과 같은 오차수정모형을 추정하였다.

15) 이는 각 FTA 발효국들에 대한 대미달러 환율을 이용하여 교차환율(cross rate)을 구하였다.

2. 자료수집 및 기초통계분석

 본 연구에서 사용한 자료 및 각 자료의 출처는 다음과 같다. FTA 발효국들로부터 수입한 국내 수 입 수산물의 가격은 수출입무역통계시스템(https://unipass.customs.go.kr/)에서 제공하는 각 FTA 발효 국가 별 수산물 총수입액과 총수입량을 이용하여 1kg당 수입 수산물의 가격(USD/kg)을 계산하였다. 그리고 나서 IMF(https://data.imf.org/)에서 제공하는 대미달러 환율을 이용하여, 달러 표시 수입가격을 원화 표시 수입가격으로 나타내었다. 또한 원화 표시 수입 수산물 가격이 물가상승률의 변화에 영향 을 받지 않도록 하기 위해, 한국은행 경제통계시스템(http://ecos.bok.or.kr/)에서 제공하는 전체 한국 CPI(2015=100)를 이용하여 2015년의 원화 가치로 모두 환원하였다. 그리고 X-12 Arima기법을 이용하 여 계절조정을 하였다. 개별 FTA 발효국 통화당 원화 환율은 각 FTA 발효국들의 대미달러 환율과 한국의 대미달러 환율을 이용하여 교차환율(cross rate, Korea’s currency/ FTA country’s currency)을 계산하였다. 국내산 수산물 가격과 한국의 실질소득은 한국은행 경제통계시스템(http://ecos.bok.or.kr/) 에서 제공하는 수산물 CPI(2015=100)와 한국의 실질 GDP(2015=100)를 각각 이용하였다. 본 연구에서 사용하는 모든 자료는 2002년 1월부터 2021년 6월까지 기간의 월별 자료16)를 사용하였다.

 <그림 1>은 각 FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 원화 표시 수입가격과 환율(국내통화/ FTA 발효국 통화) 사이의 관계를 대략적으로 나타내었다. 일부 예외(e.g. 베트남)가 존재하기는 하나, 전반 적으로 환율과 원화 표시 국내 수입 수산물 가격 사이에 양의 관계가 있음을 확인할 수 있다. 또한 FTA 발효 이후, 각 FTA 발효국들로부터 수입하는 전체 수산물의 1kg당 원화 표시 평균 수입 가격 및 평균 환율의 변화 여부를 살펴보기 위하여 t-검정을 실시하였다. <표 5>를 통하여, FTA 발효 이 후, 중국을 제외한 나머지 FTA 발효국들로부터 수입한 전체 수산물의 1kg 당 원화 표시 평균 수입가 격이 1% 유의 수준에서 통계적으로 유의하게 상승하였음을 알 수 있다. 또한 표본 기간(i.e. 2002.01 ~ 2021.06) 전체를 두고 볼 때, 1kg당 FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 평균 가격은 노르웨이가 6,179원으로 가장 높고, 페루가 2,728원으로 가장 낮음을 확인할 수 있었다.

 <표 6>은 FTA 발효 이전과 이후, 각 FTA 발효국들과 한국 사이에서의 평균 환율의 변화 여부를 나타낸다. FTA 발효 이후, 태국, 페루 그리고 중국에 대한 평균 환율은 1% 유의 수준에서 통계적으 로 유의하게 상승하였음을 알 수 있고, 베트남의 경우, 1% 유의 수준에서 통계적으로 유의하게 감소 하였음을 알 수 있다. 나머지 두 국가 - 노르웨이와 미국 - 의 경우, FTA 발효 이후, 통계적으로 유의 하게 평균 환율의 차이를 발견하지 못하였다. 이는 FTA 발효 이후, 태국, 페루 그리고 중국의 통화에 대한 원화 가치는 통계적으로 유의하게 하락17)하였지만, 베트남의 통화에 대한 원화 가치는 상승하였음을 의미한다. 태국과 페루로부터 수입한 수산물의 원화 표시 가격의 상승은 어느 정도 환율의 상승 으로부터 기인한 것으로 예측할 수 있지만, 환율이 상승함에도 불구하고 중국으로부터 수입한 수산물 의 가격은 하락하였고, 이와 반대로 환율이 하락함에도 불구하고, 베트남으로부터 수입한 수산물의 수 입 가격은 오히려 증가함을 확인할 수 있었다. 이를 통하여, FTA가 각 발효국들로부터 수입한 수산물 수입가격의 환율전가도에 미치는 영향은 상이할 것이라 예측할 수 있다.

16) 실질 GDP의 경우, 분기별과 연도별 자료만 제공되기 때문에, STATA (version 15) 프로그램을 이용하여 분기별 자 료를 월별 자료로 변환하여 사용하였다. 또한 수출입무역통계 시스템에서 제공하는 수산물 수입가격(신성질별로 분 류) 자료는 2002년 1월부터 제공되어, 2004년 4월, 우리나라와 FTA가 발효된 칠레는 본 연구에서 제외시켰다.
17) 이는 이들 국가의 통화에 대한 원화가치가 FTA 발효 이후 하락하였음을 의미한다.

Ⅴ. 실증분석 결과

1. 단위근 검정

 일반적으로 환율, 가격과 같은 대부분의 경제 변수들은 불안정적(non-stationary)이다. 이러한 불안정 적인 경제 변수들을 이용하여 회귀분석을 하는 경우, 가성 회귀(spurious regression)의 문제가 발생할 수 있다. 따라서 회귀분석에 앞서, 단위근 검정(unit root test)을 사용하여, 각 경제 변수들의 안정성 여부를 살펴보았다.

 일반적으로 단위근 검정은 귀무가설에 따라 두 종류로 나뉜다. 하나는 귀무가설이 “시계열 자료는 불 안정적이다(A time-series data is non-stationary).”이고, 다른 하나는 귀무가설이 “시계열 자료는 안정적이 다(A time-series data is stationary).”이다. 전자의 귀무가설을 검정하는 대표적인 단위근 검정법은 Augmented Dickey-Fuller(이하, ADF) 검정이고, 후자의 귀무가설을 검정하는 대표적인 단위근 검정법은 Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin(이하, KPSS) 검정법이다. 전자의 경우, 귀무가설이 기각되면, 시계열 자 료는 안정적임을 나타내고, 후자의 경우, 귀무가설이 기각되면 시계열 자료는 불안정적임을 나타낸다.

 위에서 언급한 각 경제 변수들 - 원화 표시 수입 수산물 가격, 각 FTA 발효국들의 통화에 대한 원 화 표시 환율, 국내산 수산물 가격, 한국의 실질 GDP-의 안정성 여부를 살펴보기 위하여 ADF와 KPSS 단위근 검정을 모두 실시하였다. 각 경제 변수들에 대하여 수준 변수들의 단위근 검정 결과는 <표 7>과 같다.

 <표 7>에서 살펴볼 수 있듯이, 각 FTA 발효국들에 대해, 각 경제 변수들의 수준변수들은 단위근을 가 지고 있음을 알 수 있었다. 적분 시차를 파악하기 위해 각 경제 변수들을 1차 차분하여 단위근 검정을 실시하였다. <표 8>에서 살펴볼 수 있듯이, 각 변수들의 1차 차분 변수들은 모두 단위근을 가지고 있지 않음을 알 수 있었다. 이를 바탕으로, 위에서 언급한 모든 경제 변수들은 I(1)임을 확인할 수 있었다.

2. 공적분 검정

 비록 개별 경제 변수들은 불안정적(non-stationary)이지만, 이들 사이에서의 선형결합은 안정적(stationary) 일 수 있다. 이를 가리켜, “경제 변수들이 공적분되어 있다(Economic variables are co-integrated.).”고 한다. 원화 표시 국내 수입 수산물 가격, FTA 발효국별 원화 표시 환율, FTA 발효 이후의 환율전가도 변 화, 한국의 실질 GDP, 국내산 수산물 가격, FTA 발효 유무를 나타내는 변수들 사이에서 공적분 관계 가 확인되면, 시계열 자료를 차분하지 않고 원자료 그대로 활용하여 이들의 관계를 살펴볼 수 있다. 일반적으로 시계열 자료가 불안정적인 경우, 이들 사이의 관계를 살펴보기 위하여 시계열 자료를 차 분하여 자료의 안정성을 확보한 후 회귀분석을 이용한다. 하지만 이 경우, 변수들 사이의 장기적 관계 에 대한 정보가 유실될 수 있는 문제가 발생한다. 반면에 불안정한 경제 변수들 사이에서 공적분 관 계를 발견하면 이들을 차분하지 않고 원자료를 그대로 활용하여 이들 사이의 관계를 살펴볼 수 있다. 원화 표시 국내 수입 수산물 가격, FTA 발효국별 원화 표시 환율, FTA 발효 이후의 환율전가도 변화, 한국의 실질 GDP, 국내산 수산물 가격, FTA 발효 유무를 나타내는 변수들이 공적분되어 있는지 살펴보기 위해 Engle-Granger 공적분 검정과 요한센(Johansen) 공적분 검정을 실시하였다18).

 <표 9>와 <표 10>에서 살펴볼 수 있듯이, 원화 표시 국내 수입 수산물 가격, FTA 발효국별 원화 표시 환율, FTA 발효 이후의 환율전가도 변화, 국내산 수산물 가격, 한국의 실질 GDP, FTA 더미 변 수 사이에서 공적분 관계가 있음을 알 수 있었다. 다시 말해서, 이들은 장기적으로 선형결합되어 있음을 확인할 수 있었다.

18) 일반적으로 불안정한(non-stationary) 자료들 사이의 공적분 유무를 살펴보는 데 있어서, Engle-Granger 공적분 검정 법보다 요한센(Johansen) 공적분 검정법이 상대적으로 더 나은 검정법이라고 알려져 있다. 하지만 본 연구는 FTA 발효국들로부터 수입된 원화 표시 국내 수입 수산물 가격, FTA 발효국별 원화 표시 환율, FTA 발효 이후의 환율 전가도 변화, 국내산 수산물 가격, 한국의 실질 GDP의 공적분 관계 존재 유무에 신뢰성을 높이기 위해, 두 가지 검 정법 모두 사용하여 분석하였다.

3. FTA 발효국별 수입 수산물 가격의 장기균형 관계

 각 FTA 발효국별 원화 표시 환율(즉, 환율전가도), FTA 발효 이후의 환율전가도 변화 및 FTA 더 미 변수를 포함한 다른 경제변수들 - 국내산 수산물 가격, 국내 실질 GDP - 이 FTA 발효국들로부터 수입한 원화 표시 국내 수입 수산물 가격에 미치는 장기 및 단기의 영향을 파악하기 위해, 두 종류의 오차수정모형(Error Correction Model)을 사용하였다. 하나는 Engle-Granger의 2단계 접근법을 바탕으 로 한 오차수정모형, 다른 하나는 요한센(Johansen) 접근법을 바탕으로 한 벡터오차수정모형(Vector Error Correction Model)이다. 전자는 최소제곱법(Ordinary Least Square), 후자는 최대우도법(Maximum Likelihood Esitimation, MLE)을 바탕으로 추정한다.

 Engle-Granger의 2단계 접근법과 요한센(Johansen) 접근법을 바탕으로 추정한 장기균형 관계를 나타 내는 계수는 <표 11>과 <표 12>에 제시된 바와 같다.

 먼저 FTA 발효 이전, FTA 발효국들로부터 수입한 국내 수입 수산물 가격의 환율전가도(β_i)를 살 펴보자. 두 가지 접근법 모두 노르웨이를 제외하고, 환율이 상승할 때 원화로 표시된 국내 수입 수산 물 가격이 상승함을 보여 주었다. 하지만 상승률의 크기는 FTA 발효국들마다 달랐다.

 Engle-Granger의 2단계 접근법 결과를 살펴보면, 각 FTA 발효국별 원화 표시 환율이 1% 상승했을 때, 노르웨이를 제외한 FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 수입가격은 모두 상승함을 알 수 있다. 구체적으로 살펴보면, 환율이 1% 상승하였을 때 FTA 발효 이전 각 FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 가격은 1% 통계적 유의수준에서 태국 2.01%, 페루 0.61%, 미국 0.98%, 중국 0.94%, 그리고 베트남은 0.67%만큼 각각 상승함을 나타내었다.

 다음으로 요한센(Johansen) 접근법을 통해 추정한 FTA 발효국별 환율전가도의 계수들을 살펴보면, 1% 통계적 유의 수준에서 FTA 발효 이전 환율이 1% 상승하면 태국, 중국으로부터 수입한 수산물의 가격이 각각 2.15%, 0.82% 상승함을 알 수 있고, 미국의 경우, 5%의 통계적 유의 수준에서 환율이 1% 상승하면 이들로부터 수입한 수산물의 가격은 0.71% 상승함을 알 수 있다. 하지만 페루와 베트남은 환율이 1% 상승하여도 통계적으로 유의하게 수입 가격이 상승하지 않거나 노르웨이의 경우, 5% 통계적 유의 수준에서 환율이 1% 상승함에도 불구하고 오히려 수입가격이 2.04% 감소함을 알 수 있다.

 Engle-Granger의 2단계 접근법과 요한센(Johansen) 접근법에서 추정한 FTA 발효국별 FTA 발효 이 전의 환율전가도 계수를 비교해 보면, 태국의 경우, 환율 상승분보다 크게 수입가격이 상승함을 알 수 있고, 나머지 국가들은 비록 높은 수치이기는 하나, 대부분 1% 환율 상승분보다 작게 수입 가격이 상 승함을 알 수 있다. Kreinin(1977), Feenstra(1989) 그리고 Dronbusch(1987)는 수출기업이 수입국의 시 장에서 차지하는 점유율이 높을수록 환율전가도가 높음을 발견하였고, 김기수ㆍ임은선(2009)은 국내 수입 수산물 시장에서 차지하는 시장점유율이 높은 수출국(즉, 국내 수산물 수입국)일수록 원화 표시 수입 수산물 가격의 환율전가도가 높음을 발견하였다. Ⅱ장에서 살펴보았듯이 FTA 발효 이후, 중국의 경우 감소하기는 하였으나, 중국과 베트남이 국내 수입 수산물시장에서 차지하는 비중은 대략 40%로 여전히 높은 시장점유율을 차지하고 있음을 알 수 있다. 하지만 본 연구의 실증분석 결과, FTA 발효 전ㆍ후 모두 중국과 베트남은 국내 수산물 수입시장에서 차지하는 비중이 높고, 절대적인 수치에서는 높은 환율전가도를 가지고 있는 편이나, 국내 시장점유율이 FTA 발효 전·후 대략 4%에 가까운 태국 보다 환율전가도가 훨씬 낮았다. 오히려 국내 시장점유율이 FTA 발효 전·후 대략 5%에 가까운 미국 과 어느 정도 차이는 있지만 비슷했다.

 <표 5>에서 살펴볼 수 있듯이, 전체 분석 기간의 중국과 베트남으로부터 수입한 수산물의 평균 수 입가격은 각각 3,130원 3,994원으로, 미국으로부터 수입한 수산물의 평균 가격인 3,094원과 거의 비슷 하다. 반면에 태국으로부터 수입한 수산물의 평균 가격은 6,039원으로, 앞의 세 국가들로부터 수입한 수산물의 평균 수입 가격보다 훨씬 높다. 수입 수산물의 평균 가격을 고려해 볼 때, 중국, 베트남, 그 리고 미국이 국내 수입 수산물 시장에서 차지하는 시장점유율보다는 이들로부터 수입한 수산물들 사 이의 경쟁 관계 혹은 대체 관계가 상대적으로 환율전가도에 미치는 영향이 더 커서, 중국과 베트남이 미국보다 국내 수입 수산물 시장에서 차지하는 시장점유율이 높음에도 불구하고, 미국과 유사한 환율 전가도를 가지는 것으로 사료된다. 반면에, 태국으로부터 수입한 수산물은 주로 앞의 세 국가들로부터 수입한 수산물들과 달리, 고가의 품종일 가능성이 높고, 그들과 대체관계에 있지 않을 가능성이 높을 것이라 예상된다19). 따라서 시장점유율이 높은 중국과 베트남보다 환율전가도가 높은 것이라 사료된다.

19) 실제로 표본 기간(2002. 1월~2021. 6월) 동안 연도별 각 FTA 발효국들로부터 신성질별 수산물 수입품목들의 단위당 수입 평균가격(kg당 달러표시 수입가격)을 살펴보았을 때, 중국, 베트남 그리고 미국으로부터 수입되는 수산물은 주 로 냉동 어류 혹은 냉동 필레로 미국 달러 표시 수입가격이 평균 $2~$3되는 저가의 품목들이 대부분이었고, 태국 으로부터 수입된 주요 수입 수산물은 수입 가공품, 훈제하지 않은 갑각류, 신선 오징어류 등으로 대략 평균 $8 이상이 되는 고가의 수산물이었다. 베트남으로부터 수입되는 주요 수산물 중 일부도 태국과 마찬가지로 수입 가공품 과 훈제하지 않은 갑각류였으나, 이들의 가격은 대략 $5~$6로 태국으로부터 수입되는 단가보다 낮았다. 따라서 태 국으로부터 수입되는 주요 수입수산물 품목은 주로 고가의 품목들이고, 동종 수입 수산물이라고 하더라도 다른 수 입국들보다 고가로 수입됨을 알 수 있었다.

 FTA 발효 이후, FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 환율전가도(β₁₊ β₂)는 어떻게 변화하였을 까? <표 11>과 <표 12>에서 살펴볼 수 있듯이, 노르웨이를 제외하고 β₂ <0 이므로 FTA 발효 이후, 환율전가도는 통계적으로 유의하게 감소하였음을 알 수 있다. 이는 Marmolejo(2011)와 Permani(2021) 의 연구 결과와 일치한다. 즉, FTA 발효 이후, 관세 및 무역장벽이 낮아지거나 철폐되면서 동종의 국 내 수산물뿐만 아니라 FTA 발효국들로부터 수입된 동종의 수산물들 사이의 경쟁 정도가 높아질 것이 다. 따라서 FTA 발효 이후, FTA 발효국 통화 한 단위당 원화 표시로 된 환율이 상승하는 경우, 국내 수입 수산물시장에서 원화 표시 수입 가격이 상승하므로, 이전과 같이 환율전가도를 유지한다면 국내 수입 수산물 시장에서 수입국들의 가격 경쟁력이 떨어질 가능성이 높다. 따라서 이를 막기 위해 FTA 발효 이후, 이전보다 더 많이 환율 상승분을 수출국이 흡수하여 수출국 통화 표시의 가격을 낮출 것 이라 예측할 수 있다. FTA 발효 이후, 환율전가도 감소의 크기 역시 FTA 발효국별로 차이가 존재함 을 알 수 있었지만, FTA 발효국들이 국내 수산물 수입시장에서 차지하는 시장점유율과 FTA 발효 이 후 감소된 환율전가도의 크기 사이에서 부(-)의 관계를 발견하기 어려웠다.

 환율 외에도 국내 수입 수산물의 가격에 영향을 미칠 수 있는 요인으로 국내산 수산물의 가격(β₃), 그리고 우리나라 국민 소득 수준을 나타내는 실질 GDP(β₄)를 들 수 있다. <표 11>과 <표 12>에서 제시된 것처럼, 국내산 수산물의 가격이 증가하면 페루를 제외한 다른 FTA 발효국들로부터 수입한 수입 수산물의 가격이 통계적으로 유의하게 감소함을 알 수 있다. 베르뜨랑 가격경쟁모형에 따르면, 가격은 전략적 보완재(strategic complement)이다. 따라서 국내산 수산물 가격이 상승하면 국내 수입 수산물의 가격도 정도의 차이는 있을 것이지만 상승해야 한다. 하지만 <표 11>과 <표 12>는 이와 상 반된 결과를 나타내었다. 이에 대해서는 본 연구의 범위를 벗어나므로, 추후 연구가 더 필요할 것이라 사료된다. 국내 실질 GDP의 경우, 국내 실질 GDP가 상승하면 페루를 제외한 대부분의 FTA 발효국 들로부터 수입한 수산물의 수입가격이 대부분 5% 유의 수준에서 통계적으로 유의하게 상승함을 알 수 있었다. 이는 우리나라 소비자들의 소득수준이 높아짐에 따라 수입 수산물의 수요가 높아져, 이로 인해 국내로 수입되는 수산물의 가격 역시 상승했을 것이라 사료 된다.

 또한 FTA 발효 이후, 환율의 변화와 함께 FTA가 국내 수입 수산물 가격에 미친 영향(β₂lexr_i,t+β₅)을 살펴보면, 베트남과 노르웨이를 제외한 FTA 발효국들로부터 수입한 수산물 가격은 상승하였음을 알 수 있다. FTA 발효 이후, 환율의 변화가 원화 표시 수산물 수입가격에 미친 영향(β₂ < 0)이 감소 하였지만, 이를 감안하고도 전반적으로 FTA 발효 이후, FTA 발효국들로부터 수입한 수산물의 원화표 시 수입가격은 베트남과 노르웨이를 제외하고는 모두 상승하였다. 이러한 현상의 원인 중 하나는 FTA 이후, 다양한 원산지 규정의 혼재로 인해 발생하는 원산지 증명에 관련한 비용들20) 혹은 FTA 발효 이후, 단가가 높은 품목들의 수입이 증가한 것21)에서 기인한 것이라 사료된다.

20) 이를 가리켜 스파게티볼 효과(Spaghetti Bowl Effect)라고 한다.
21) 예를 들어, ASEAN/베트남산 새우, 중국산 낙지, 바지락, 미꾸라지 등은 공매로 TRQ를 운영함으로써 수입마진을 남 기기 위해 FTA 이전에 비해 단가가 높아졌다.

4. FTA 발효국별 수입 수산물 가격의 단기 균형관계

 <표 13>과 <표 14>는 각 FTA 발효국들로부터 수입한 원화 표시 수입 수산물 가격의 단기 균형 관계를 나타낸다. Engle-Granger의 2단계 접근법과 요한센(Johansen) 접근법에서 추정한 오차수정모형 계수(ϒ₁)는 모두 음의 부호를 가진다. 이는 단기적으로는 각 변수들이 장기균형 관계에서 이탈하지만, 결국은 다시 장기균형식으로 돌아오는 것을 의미한다. 본 연구에서 사용한 모든 경제 변수는 월별 자 료(monthly data)를 사용하였다. 따라서 추정계수는 각 독립변수의 매달 변화율이 국내 수입 수산물 가격의 변화율에 미치는 영향의 정도를 나타낸다. 단기적으로 중국과 노르웨이를 제외한 각 FTA 발 효국들로부터 수입된 수산물 가격은 전기의 수입 가격 변화율에 통계적으로 유의한 음의 영향을 받았 지만, 상대적으로 환율이나 다른 변수들에 대해서는 크게 영향을 받지 않음을 알 수 있었다.

 국내 수입 수산물 가격의 장기균형식과 단기균형식에서 추정한 계수들을 고려해 볼 때, 수입 수산물 가격 자체의 변화율을 제외한 다른 변수들(e.g. 환율, 국내 실질 GDP 등)의 변화가 FTA 발효국들로부 터 수입된 수입 수산물 가격의 변화에 영향을 미치는 데 있어 어느 정도 시간이 필요함을 시사한다.

Ⅵ. 결 론

 우리나라는 2022년 2월 RCEP이 발효된 이후, 58개국과 18건의 FTA가 발효되었다. 그동안 FTA 발 효가 국내 수산물 시장에 미친 영향과 관련한 연구는 FTA가 국내 수산물 수출(김규민ㆍ김도훈, 2018) 혹은 수입에 미치는 영향(김기수ㆍ이상숙, 2012; 김찬복ㆍ조성택, 2015) 그리고 FTA가 국내 수입 수산 물 시장의 통합에 미친 효과에 관한 연구(임은선ㆍ김기수, 2017) 등 주로 FTA 발효 이후, 관세장벽의 감소가 수산물 수출입시장에 미친 영향에 중점을 두었다. 하지만 FTA 발효 이후, 환율변화가 수산물 수입가격에 미치는 영향, 즉 수입환율전가도에 미치는 영향에 관한 연구는 미미했다. FTA 발효가 국 내 수산물 수입환율전가도에 미치는 영향이 긍정적인지 혹은 부정적인지에 따라 FTA 발효 이후, 관 세장벽의 감소가 수산물 수입량 혹은 수입액 증가에 미친 정(+)의 효과가 상쇄가 될지 여부가 결정된다. 따라서 FTA 발효가 수산물 수입가격의 환율전가도에 미친 영향을 살펴보는 것은 의의가 있다고 사료된다.

 본 연구는 FTA 발효국들 중 국내 주요 수산물 수입 국가들인 노르웨이, 태국, 페루, 미국, 중국, 그 리고 베트남 등 6개 국가들을 대상으로 FTA 발효 이후, 국내 수산물 수입가격의 환율전가도 변화에 관해 살펴보았다. 실증분석 결과, 장기적으로 노르웨이를 제외한 나머지 다섯 국가들에 대한 환율전가 도는 FTA 발효 이후 감소함을 알 수 있었다. 즉, 환율상승으로 인한 수입가격 상승의 효과가 떨어짐 을 알 수 있다. 이를 통해, 6개의 FTA 발효국들은 국내 수입 수산물 시장에서 더 높은 시장점유율을 차지하거나 혹은 유지하기 위해 환율상승분을 자국(i.e. FTA 발효국)의 통화표시로 된 수출가격을 낮 춤으로써 흡수함을 예상할 수 있었다. 이를 통해, FTA 발효는 관세장벽의 감소뿐만 아니라, 수산물 수입가격에 대한 불완전환율전가도를 증가시킴으로써 국내 수산업 종사자들의 경제적 후생에 부정적 인 영향을 미쳤을 것이라 예상된다.

 본 연구에서는 국내 수입 수산물 가격의 환율전가도 및 FTA 발효가 환율의 전가도 크기의 변화 여 부에 미친 영향뿐만 아니라, 국내 수입 수산물 가격에 영향을 미칠 수 있는 다른 경제 변수들 - 국내 실질 GDP, 국내산 수산물의 가격 및 FTA 발효 - 의 영향도 살펴보았다. 전반적으로 국내 실질 GDP 가 상승할수록 수입 수산물 가격이 상승함을 발견하였다. 이는 국내 소비자들의 소득이 증가함에 따 라 수입 수산물의 수요 역시 증가함을 의미한다. 베르뜨랑 가격경쟁이론과 다르게 국내산 수산물의 가격은 수입 수산물의 가격에 음(-)의 영향을 미쳤다. 이에 대해서는 추후 연구가 더 필요할 것이라 사료된다. 이에 더하여 FTA 발효 이후, 환율이 수산물 수입가격의 상승에 미치는 영향이 감소함에도 불구하고, 수입 수산물 가격이 상승함을 알 수 있었는데, 이는 원산지 증명 등 FTA 발효로부터 발생 하는 스파게티볼효과 혹은 단가가 높은 품목들의 수입 증가로 인한 것이라 예측할 수 있다.

 본 연구는 국내 전체 수입 수산물 시장을 대상으로 FTA 발효가 국내 수입 수산물의 수입가격 환율 전가도에 미친 영향을 처음으로 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 하지만 수산물 세부 품목들에 대 해 차별화된 FTA 효과를 살펴보지 못한 한계가 있다. 향후, 국내 수입 수산물 시장을 신선/냉장/냉동 수산물 혹은 고가/저가 수산물 품목 등으로 세분화하여 각 수입 수산물에 대해 FTA 발효가 환율전가 도에 미친 영향의 차별성을 살펴보거나, 혹은 각 FTA 발효국들을 대상으로, FTA 발효 이후, 국내 수 산물 수출가격의 환율전가도의 변화를 살펴봄으로써 FTA 발효로부터 기인한 국내산 수산물의 수출가 격경쟁력의 변화를 살펴보는 것도 의의가 있을 것이라 사료된다. 이는 향후 연구 과제로 남긴다.