에너지경제연구 제7권 제2호 - KEEI...Barsky and Killian(2002, 2004)은 유동성 증가가...

차 례

에너지경제연구 제7권 제2호

최근 유가상승 요인에 관한 小考

차 경 수 ·············································································································· 1

도매전력시장의 가격결정 과정에 대한 실증분석 :

용량요금 및 정산단가를 중심으로

김수덕․손양훈 ································································································· 27

Does Investor’s Sentiment Predict Prices Movements? A Case Study of the NYMEX Petroleum Futures Markets Sunghee Choi, Moohoun Song and Soo-Il Kim ····································· 53

난방 방식에 따른 아파트 가격 변화 분석

원두환․김형건 ······················································································· 75

에너지 취약성에 영향을 미치는 요인 분석

조용현․최기련 ····················································································· 103

전력산업 구조개편의 추진현황과 전망

김 현 제 ······························································································· 139

한국 에너지 산업 인력양성 인프라 구축에 관한 연구 :

에너지 분야 국가기술자격을 중심으로

이재근․강승진 ····················································································· 161

지속가능발전을 위한 원자력의 역할 : 원자력발전의 국민경제적 기여

양 용 석 ······························································································· 209

에너지 안보와 국가 안보 : 제1차 걸프 전쟁과 미국의 군사 개입

장 성 일 ······························································································· 245

- 1 -

에너지경제연구 제7권 제 2호Korean Energy Economic ReviewVolume 7, Number 2, December 2008 : pp. 1～26


차 경 수*

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 유가상승에 영향을 미치는 요인들

Ⅲ. 구조적 벡터자기회귀모형에 의한

유가상승요인 분석

Ⅳ. 결 론

요 약

본 연구는 구조적 벡터자기회귀(structural vector autoregression : SVAR)모

형을 이용하여 원유의 수급요인 및 투기적 요인이 최근의 유가상승에 미치는

효과를 실증적으로 분석한다. 역사적 분해(historical decomposition) 결과에 따

르면 2004년 이후부터 진행된 현재의 유가상승 추세는 세계 원유수요 증가에

의해 촉발되었으며, 2007년 중에는 유가상승의 상당부문이 수급불안 요인에 의

해 설명될 수 있다는 점이 발견되었다. 특히, 이와 같은 수급불안에 따른 투기

적 수요의 증가는 2007년 하반기 중의 급속한 유가상승을 설명하는데 많은 도

움을 주는 것으로 나타났으나, 그 효과는 수급요인에 비해 크게 나타나지 않았다.

* 에너지경제연구원, 책임연구원.

에너지경제연구 ● 제 7권 제 2호

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이 외에도 본 연구는 최근 들어 제기되고 있는 달러화 평가절하가 유가상승에

미치는 효과에 대한 통계적 추론을 시도한다. 이를 위해 유가상승률과 달러화

평가절하율로 구성된 벡터자기회귀모형을 구성한 후, Wald검정 및 우도비검정

과 그랜저 인과관계 검정을 실시하였다. 그 결과, 달러화 평가절하율이 유가상

승률에 미치는 효과는 통계적 유의성을 크게 갖지 못하는 것으로 나타났다.

주요 단어：구조적 벡터자기회귀모형, 역사적 분해

경제학문헌목록 주제분류：C32, Q40

Ⅰ. 서 론

최근 들어 국제유가가 배럴당 145달러 수준까지 상승함에 따라 세계 각국

의 중앙은행들은 인플레이션 압력을 억제하기 위해 적극적인 통화관리정책에

나서고 있다. 유가충격이 일정한 시차를 갖고 경제에 영향을 미친다는 점을

고려할 때, 각국 중앙은행들의 이와 같은 정책전환은 이미 제3차 오일쇼크가

현실화되고 있음을 반증하는 것이라 볼 수 있다. 과거 1, 2차 오일쇼크 시기

에는 전쟁 및 지정학적 요인으로 원유공급의 중단이 발생하며 유가의 단기급

등이 이루어졌으나, 최근의 유가상승은 2004년 이후부터 점진적으로 이루어

져 왔다. 이처럼 국제유가의 변동이 과거에 경험하지 못한 특이한 양상을 보

임에 따라, 이의 설명을 위한 다양한 요인들 또한 제기되고 있다. 이들 요인

들은 중국, 인도를 비롯한 신흥 개도국의 원유수요 증대 및 원유공급 능력의

정체 등과 같은 전통적 수급요인뿐 아니라, 원유수급 불안에 편승한 투기자

금의 시장유입 및 달러화 약세 등과 같은 비전통적 요인들을 포함하고 있다.

이와 함께 이들 요인들의 영향력에 대한 실증적 분석도 이루어지고 있는데,

Dées, Gasteuil, Kaufmann and Mann(2008)은 미국의 정제시설 가동률

(refinery utilization rates), 원유공급과 유가 간의 비선형적 관계(non-linear


- 3 -

relationship), 그리고 선물시장의 상황을 이용하여 최근의 국제유가 상승을 설

명하였다. 분석결과, 이들 변수들은 2004년부터 2006년 중 발생한 국제유가

상승분의 상당부분을 설명할 수 있는 것으로 나타났다. 또한, Hamilton(2008)

은 원유수요의 가격탄력성 감소 및 중국과 개도국의 원유수요 증대가 유가상

승 압력을 촉발시켜 투기자금의 유입을 가져왔으며, 산유국들은 이와 같은 상

황에서 원유생산을 감소시킬 경우 그들의 수입을 극대화시킬 수 있다는 점을

발견하였다고 지적하였다. 특히, 현재와 같이 원유수요가 큰 폭으로 증가하고

있는 상황에서는 Hotelling(1931)이 제시한 희소지대(scarcity rent)1)가 국제

유가에 미치는 영향력이 크게 증가할 수 있음을 논의하고 있다.

이와 같이 최근의 유가변동 원인에 관한 논의는 활발히 진행되고 있는 반

면, 다변량 분석기법(multivariate analysis)을 이용하여 전술한 요인들의 영향

력을 실증적으로 분석한 연구는 상대적으로 미미한 실정이다. 따라서 본 연구

에서는 다변량 분석기법 중 널리 이용되고 있는 구조적 벡터자기회귀

(structural vector autoregression : SVAR)모형을 이용하여 최근의 유가상승

요인에 관한 실증분석을 수행하고자 한다. 그러나 전술한 요인들 중 달러화

약세가 원유시장의 수급요인 및 투기적 수요와의 상호작용을 통해 국제유가

에 영향을 미치는 경로에 관해서는 이론적 근거가 미약한 것으로 보이므로,

구조적 벡터자기회귀모형에서는 원유시장의 수급요인 및 투기적 수요가 유가

상승에 미치는 효과만을 고려하고자 한다. 대신, 달러화 평가절하율이 유가상

승률에 미치는 효과는 이들 두 변수로 구성된 벡터자기회귀모형을 이용하여,

그 유의성을 통계적으로 검증하고자 한다.

다변량 분석기법을 이용하여 유가변동을 살펴본 최근 연구로는 Dées,

Karadeloglou, Kaufmann and Sánchez(2007)의 연구가 있다. 이들은 국제유가

의 변동을 설명할 수 있는 구조적 연립방정식 모형을 설정하여, 세계 원유수요

1) Hotelling(1931)은 원유와 같이 고갈되는 천연자원은 완전경쟁시장하에서도 가격이 한계

비용을 초과하며, 희소지대(scarcity rent)로 불리는 가격과 한계비용의 차이는 시간이

경과함에 따라 시장이자율과 같은 비율로 증가한다는 원칙(Hotelling’s principle)을 제

안하였다.


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및 비OPEC 산유국의 원유공급은 가격변화에 비탄력적인 반면, OPEC의 생산

결정과 생산시설 이용률은 국제유가에 직접적인 효과를 미친다는 것을 발견하

였다. 이와 같이 연립방정식 모형을 통해 국제유가의 변동을 연구할 수도 있으

나, Sims(1980)에 의해 제안된 벡터자기회귀(vector autoregression : VAR)모형

은 연립방정식 모형에서는 분석이 불가능한 외생적 교란항(disturbances)의

충격에 대한 변수들의 동태적 반응경로를 분석할 수 있는 장점을 갖고 있다.

특히, 벡터이동평균모형(vector moving average representation : VMAR)을 이

용한 역사적 분해(historical decomposition)는 모형을 통해 추정된 외생적 교

란항이 실제 시계열자료의 변동에 미친 기여도에 대한 실증적 추론을 가능케

하는 장점을 갖고 있다.

본 연구의 구성은 다음과 같다. 먼저 제Ⅱ장에서는 최근의 유가상승 원인을

설명하는 요인들과 이와 관련된 논의들을 소개한다. 제Ⅲ장에서는 본 연구의

주요 분석기법인 구조적 벡터자기회귀모형과 역사적 분해기법 및 자료를 이

용한 실증분석 결과를 살펴본다. 마지막으로 제Ⅳ장에서 결론 및 향후 연구과

제에 관해 논하고자 한다.

Ⅱ. 유가상승에 영향을 미치는 요인들

최근의 유가상승은 중국, 인도를 비롯한 신흥 개도국의 원유수요 증가,

OPEC의 잉여생산능력 감소 및 지정학적 불안요인과 같은 원유생산 능력의

제한, 수급불안에 따른 투기자금의 원유선물시장 유입, 그리고 달러화 약세

등의 다양한 요인들이 혼합되어 나타나는 것으로 분석되고 있다. 먼저, 원유

수급 측면의 요인을 살펴보면, 높은 경제성장률을 기록하고 있는 중국, 인도

등 신흥개도국의 원유수요가 큰 폭의 증가세를 보이고 있다. 특히, 이들 국가

들의 원유수요가 2004년 이후부터 큰 폭으로 증가하며 최근의 유가상승을 주


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세계 원유수요 및 공급

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

World Oil Supply World Oil Demand

90

85

80

75

70

65

60

55

(단위 : Million Barrels/Day)

자료 : IEA(International Energy Agency).

OPEC 잉여생산능력 변화추이

1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008

(단위 : Million Barrels/Day)8

7

6

5

4

3

2

1

0

자료 : IEA(International Energy Agency).


- 6 -

도했을 것으로 지목받고 있다. 한편, 원유공급은 에 나타나 있는 바

와 같이 원유수요 증가에 따른 수급불균형을 해소할 수 있는 수준에서 꾸준

히 증가하여 왔다. 그러나 2004년 들어 급증하기 시작한 원유수요를 충족시키

기 위해 OPEC의 증산이 이루어지면서 OPEC의 잉여생산능력은 1% 미만으

로 크게 하락하였다. 전세계 원유매장량의 75.5%를 보유한 OPEC의 이와 같

은 낮은 잉여생산능력은 공급불안에 대한 우려를 증폭시켜 현재 유가상승에

영향을 미친 요인으로 고려되고 있다( 참조). 이와 함께 이란 핵문

제 및 이라크 송유관 폭파테러와 같은 중동지역의 지정학적 위험도 공급불안

요인으로 작용하고 있다.

다음으로 이와 같은 전통적 수급요인 외에 석유 선물시장이 금융 상품화됨

에 따라 선물시장에 유입된 투기자금의 규모가 유가에 미치는 영향력이 커지

고 있다는 점이다. 특히, 최근 미국 서브프라임(subprime lending problem) 사

태로 금융시장의 불안이 가중됨에 따라 연기금 및 장기 금융투자자본이 원유

선물시장으로 유입되어 유가상승을 유발시켰다는 지적이다. 일반적으로 이와

같은 투기자금의 원유선물시장 투입규모를 정확히 파악하는 것은 현실적으로

불가능하다. 따라서 미국 상품선물거래소(comomodity futures trading

commission : CFTC)에서 발표하는 비상업용 거래(noncommercial trade)와 비

보고 거래(non-reportable trade)의 순매수포지션(net-long position)을 투기자

금에 대한 참고변수로 이용하고 있다. 에 나타난 이들 투기자금의

대리변수와 유가변동 추이를 살펴보면 이들 투기적 수요와 유가변동이 밀접

한 관계를 갖고 변동하는 것을 알 수 있다.

마지막으로 최근 들어 제기되고 있는 달러화 평가절하의 효과는 달러화 약

세가 진행됨에 따라 달러로 표시된 원유가격이 상대적으로 저평가되어 있는

것처럼 보이게 하여 유가상승 압력을 가중시키고 있다는 논리이다. 이와 같은

주장은 에 나타난 바와 같이 2002년 이후부터 국제유가와 달러화가

극명한 부(negative)의 관계를 보이며 변동하고 있기 때문에 제기된 것으로

보인다. 그러나 이와 같은 주장은 다소 논란의 소지가 있는 것으로 보인다.


- 7 -

투기적 수요(옵션 포함)와 국제유가 변동 추이

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

150

100

50

0

-50

-100

Million Barrels/Day $/Barrel

WTISpeculative Position

160

120

80

40

0

자료 : U.S. CFTC(Commodity Futures Trading Commission).

무역가중지수 달러화 환율과 국제유가 변동추이

1995 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008

WTI Dollar Index

160

120

80

40

0

140

120

100

80

60

Trade-Weighted Exchange Index $/Barrel

자료 : Federal Reserve Economic Data, U.S. department of Energy.


- 8 -

최근의 달러화 약세는 미국 금융시장 불안에 따른 미국 금융자산 수요 감소

와 통화 공급 증가에 따른 저금리가 주요 원인이라 볼 수 있다. 따라서 이러

한 논리는 미국의 거시경제 상황이 국제 원유가격에 영향을 미치는 경로를

설정하는 것이라 볼 수 있다. 그러나 Hamilton(1983, 1985)은 전후 미국의 거

시경제변수들에 의해 유가변동을 예측하는 것은 불가능하며, 지정학적 요인과

같은 외생적 요인에 의해 유가상승이 이루어졌다고 주장한 바 있다. 반면,

Barsky and Killian(2002, 2004)은 유동성 증가가 1970년대 및 1997～2000년

사이의 유가상승을 설명할 수 있다고 주장했으나, 그 경로는 이 시기 세계 각

국의 중앙은행들이 과잉 유동성을 공급함에 따라 세계 총수요가 증가했고, 이

로 인한 원유수요 증가로 유가상승이 촉발되었다는 경로를 설정하였다. 이와

같은 이유로 유가상승에 대한 달러화 평가절하의 효과는 이론적으로 그 경로

를 명쾌히 설정하는데 아직 한계가 있어 보인다. 특히, 달러화 평가절하가 국

제 원유시장에서 원유 수요량 및 공급량에 미치는 경로에 대해서는 알려져

있는 바가 없다. 따라서 달러화 평가절하 효과가 국제유가에 미치는 효과를

기타 변수들과의 상호작용을 통해 고려하는 것은 그 근거가 약해 보이므로,

본 연구에서는 달러화 평가절하율과 유가상승률로 구성된 2변수 벡터자기회

귀 모형을 통하여 달러화 평가절하에 따른 원유가격 저평가 효과만을 직접적

으로 추론하였다. 이의 절차와 결과는 다음 장에서 소개될 것이다.

Ⅲ. 구조적 벡터자기회귀모형에 의한 유가상승요인 분석

1. 구조적 벡터자기회귀모형

상수항과 같은 결정변수(deterministic variable)를 무시할 경우 동태적 연립

방정식인 구조적 벡터자기회귀모형은 다음과 같이 나타낼 수 있다.


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Γ (L) y t= u t, u t |y s, s < t ∼N (0, I ) (1)

여기서, y t는 (n×1)벡터이고 Γ (L)은 시차연산자(lag operator) L에 대한

(n×n) 다항계수행렬이며 u t는 (n×1) 구조적 교란항(structural disturbances)

벡터를 의미한다. 식 (1)에서 u t는 상호 독립적 정규분포를 따르며 분산은 1

로 정규화(normalization)되어 있다. 또한 당기의 구조계수행렬 Γ0(=Γ ( 0))는

비특이행렬(non-singular maxtrix)로 가정되어 있으므로 식 (1)의 양변에

Γ - 10

을 곱하면 다음과 같은 축약형 벡터자기회귀(reduced form VAR :

RVAR)모형을 얻을 수 있다.

Φ(L) y t= ε t, ε t∼N (0, Ω) (2)

이로부터 구조적 교란항 u t와 오차항 ε t 사이에는 다음과 같은 관계가 성

립하게 된다.

Γ0εt= u t (3)

Ω = Γ - 10 Γ- 10 ' (4)

구조적 벡터자기회귀모형의 구조계수행렬 Γi, i= 0,1,2,⋯p의 추정은

이들 구조계수행렬과 축약형 벡터자기회귀모형의 시차 계수행렬 Φi, i=

0,1,2,⋯,p 및 분산-공분산행렬 Ω 와의 관계를 이용한 식별 과정

(identification)을 통해 이루어지게 된다. 이와 같은 식별 과정은 추가적인 제

약조건을 부과함으로써 이루어지는데, 주로 다음의 네 가지 방법을 통해 이루

어진다. 먼저, Sims(1980)는 축약형 벡터자기회귀모형의 분산-공분산 행렬 Ω

를 Cholesky 분해(factorization)하여 경제구조가 축차적 구조(recursive

structure)를 갖도록 하는 식별방법을 제안하였다. 그러나 Blanchard and

Watson(1986), Bernanke(1986) 그리고 Sims(1987)는 식 (3)의 u t와 ε t의 구


- 10 -

조적 관계를 경제이론으로부터 설정하는 식별방법을 제안하였다.2) 또한

Blanchard and Quah(1989)는 구조적 교란항의 충격효과에 대하여 장기 및

단기제약 조건을 부여하는 식별방법을 제안하였으며, 마지막으로 Uhlig(2005)

은 구조적 교란항에 대한 충격반응함수의 부호에 일정기간 부호 제약조건

(sign restrictions)을 부여하는 식별방법을 제안하였다. 이와 같은 식별 과정

을 통해 구조적 벡터자기회귀모형의 구조적 계수행렬에 대한 식별조건이 충

족되어질 경우, 완전정보 우도함수 추정법(full information maximum

likelihood estimation : FIMLE)을 통해 구조적 벡터자기회귀모형의 추정이 이

루어지게 된다.3)

lnL=T2

ln |Γ 0 |2-

T2

[ tr (Γ 0'Γ 0 ) Ω̂ ] (5)

여기서, 식 (5)는 로그우도함수를 의미하며 T는 표본크기, 그리고 Ω̂ 은 축

약형 벡터자기회귀모형의 분산-공분산 행렬의 추정치를 나타낸다. 이와 같은

절차를 통하여 구조적 벡터자기회귀모형의 추정 및 식별이 이루어지면, 다음

과 같은 벡터이동평균모형(vector moving average representation : VMAR)을

통해 구조적 교란항의 충격에 대한 모형 내생변수들의 동태적 반응을 나타내

는 직교충격반응함수(orthogonalized impulse response functions)를 추정할

수 있게 된다.

y t=Φ(L)- 1ε

t =Φ(L)- 1Γ -1

0 u t =Ψ (L) u t = ∑∞

i=0Ψi u t- i

2) 다른 세 가지 식별방법은 모형내의 모든 구조적 교란항(충격)을 식별하는 반면, Uhlig

(2005)의 식별방법은 관심의 대상이 되는 구조적 교란항(충격)만을 식별하게 된다.

3) Sims(1980)와 Blanchard and Quah(1989)의 방법은 적도식별(exact-identification)이 이

루어지므로 간접최소자승법(indirect least squares : ILS) 형태의 추정방식을 통해 모형

의 식별이 이루어진다. 그러나 Blanchard and Watson(1986), Bernanke(1986) 그리고

Sims(1987)의 식별방법은 추가적인 제약조건의 숫자에 따라 적도식별 혹은 과도식별

(over-identification)이 이루어지며, Uhlig(2005)의 경우는 Normal-Wishart prior를 가

정한 Bayesian방법에 의해 과도식별된 모형의 추정이 이루어진다.


- 11 -

(6)

여기서 Ψ (L)은 시차연산자 L에 대한 다항계수행렬이며 Ψ i는 (n×n) 계수

행렬을 의미한다. 식 (6)의 벡터이동평균모형은 직교충격반응함수뿐 아니라

실제 시계열의 변동에서 추정된 개별 구조적 교란항의 기여도에 대한 실증적

추론 역시 가능케 한다. 이와 같은 기법은 ‘역사적 분해’로 알려져 있으며, 그

원리는 다음과 같이 설명될 수 있다. 식 (6)의 벡터이동평균모형은 표본기간

내 기준시점(base period), t 0기부터 j기 이후의 y t 0 + j를 다음과 같은 두 가

지 요인의 합으로 표시할 수 있게 한다.

y t 0 + j = ∑j- 1

i= 0Ψi u t 0 + j- i + ∑

∞

i= jΨi u t 0 + j- i, j≥1

(7)

여기서, 우측항의 첫 번째 부분은 y t 0 + j의 변동에서 구조적 교란항들의 기여

도를 의미하며, 두 번째 부분은 t 0기까지의 정보를 이용하여 얻을 수 있는

y t 0 + j의 예측치(base projection)를 의미한다. 따라서 이러한 예측치는 t 0기

이후부터 구조적 교란항들이 존재하지 않을 경우의 y t 0 + j의 변동을 나타내

므로 실제 y t 0 + j와 예측치 사이에는 구조적 교란항들의 존재로 인해 발생하

는 차이(gap)가 존재하게 된다. 이와 같은 이유로 예측치에 추정된 개별 구조

적 교란항을 더해 주면 실제 y t 0 + j와 예측치의 차이가 축소되며, 그 축소 폭

이 클수록 개별 구조적 교란항의 기여도가 큰 것으로 판단될 수 있는 것이다.

2. 구조적 벡터자기회귀모형의 추정결과

본 연구에서는 유가상승 요인을 분석하기 위해 세계 원유수요, 세계 원유공

급, 투기적 원유수요, 실질유가로 구성된 4변수 구조적 벡터자기회귀모형을

설정하였다. 추정에 이용된 실질유가는 뉴욕상업거래소(NYMEX)의 WTI 현


- 12 -

물유가를 미국 소비자물가지수로 나누어 준 값(2007년 4/4분기 기준)을 이용

하였다. 투기적 원유수요는 전술한 바와 같이 현실적으로 이를 정확히 반영할

변수를 찾기 어려우므로 미국 상품선물거래소(CFTC)에서 발표하는 비상업용

거래(noncommercial trade)와 비보고 거래(non-reportable trade)의 매수포지

션(long position)을 대리변수로 이용하였다.4) 그러나 상업용 거래 역시 투기

성 자금의 유입을 포함할 수 있으므로 실제 투기자금 규모는 본 연구에서 사

용한 대리변수보다 더 클 것으로 보는 것이 타당하다. 분석에 이용된 변수 모

두 시간추세(time-trend)를 보이고 있으므로 이들 추세를 제거하여 안정적 시

계열(covariance-stationary time-series)로 전환하기 위해 식 (1)의 구조적 벡

터자기회귀모형에 상수항과 시간 추세변수를 결정변수(deterministic variable)

로 이용하였다. 추정은 1986년 1/4분기～2008년 1/4분기까지의 분기별 자료를

이용하였으며, 모든 변수는 계절조정 후 로그를 취하였다. 또한 구조적 벡터

자기회귀모형의 적정시차를 결정하는데 있어 표본의 수가 많지 않은 관계로

최대한의 자유도를 확보하기 위해 SBC(Schwartz Bayesian Criterion)를 이용

하여 시차는 1로 정하였다.

1) 식별가정

본 연구에서는 구조적 벡터자기회귀모형의 식별을 위해 전술한 네 가지의

식별방법 중 Blanchard and Watson(1986), Bernanke(1986) 그리고 Sims

(1987)가 제안한 식별방법을 채택하여 다음과 같은 가정을 설정하였다.

가정 1 당기의 원유공급 및 투기적 수요는 당기의 원유수요에 직접적으로

영향을 미치지 않는다. 이는 당기의 원유수요는 당기의 원유공급

상황보다는 세계 경제상황에 직접적으로 영향을 받으며, 투기적 수

4) 이들 거래는 원유선물 및 옵션거래를 포함하고 있다. 그러나 옵션거래를 포함시킬 경우,

자료가 1995년부터 존재하여 시계열이 충분하지 못한 문제점을 갖고 있으므로 옵션거

래를 제외한 원유선물 거래의 매수포지션만을 이용하였다.


- 13 -

요로 쓰인 원유선물수요 역시 미래 시점의 수요를 의미하므로 당기

의 원유수요에 영향을 미칠 수 없기 때문이다.

가정 2 당기의 원유수요 및 투기적 수요와 국제유가는 당기의 원유공급에

직접적인 영향을 미치지 못한다. 이와 같은 가정은 원유공급의 증산

및 감산은 일정한 시간을 필요로 하므로 기타 요인의 변동에 의해

원유공급의 즉각적인 조정이 이루어질 수 없음을 의미하는 것이다.

가정 3 당기의 원유수요 및 원유공급은 당기의 투기적 수요에 직접적인 영

향을 미치지 못한다. 이는 투기적 수요는 수급요인과 같은 기초

(fundamental) 요인들에 의존하기보다는 현재 국제유가 수준에 반

영된 미래 가격에 대한 기대에 의존할 것이라는 가정에 기초하는

것이다.

가정 4 당기의 원유수요 및 투기적 수요는 당기 국제유가에 직접적으로 영

향을 미치지 못한다. 이는 당기의 원유수요에 대한 정보는 일정한

시차를 갖고 시장에 알려지며, 투기적 수요인 원유선물수요 역시

미래 시점에 발생할 수요이므로 당기 현물가격에는 즉각적으로 영

향을 미칠 수 없기 때문이다.

전술한 가정들 중 가정 2와 가정 4는 본 연구에서 이용하는 분기별 자료의

특성상 다소 제한적인 가정이 될 수 있을 것이다. 먼저 가정 2에서 원유공급

의 증산 및 감산이 즉각적으로 이루어지지 못한다는 가정은 분기별 자료의

특성상 다소 제한적 가정이 될 수 있다. 그러나 원유의 즉각적 증산이 가능한

OPEC의 경우, 잉여생산시설의 가동을 위해서는 다소의 시간이 소요될 뿐 아

니라 OPEC의 의사결정을 회원국들에게 효율적으로 강제할 수 있는 시스템이

작동하지 않는 현실을 고려한다면 큰 무리가 없는 가정이 될 것이다.

Hamilton(2008)은 지금까지 OPEC은 효율적으로 카르텔을 운영하기보다는 회

원국들 자체의 정치적 이익에 따른 의사결정을 수렴해 발표해 왔다고 지적하


- 14 -

고 있다. 따라서 이와 같은 OPEC의 비효율적 운영시스템과 원유 생산시설의

투자증가를 통한 증산까지도 고려한다면 현실과 크게 괴리된 가정은 아닐 것

이다. 만약 원유 증산 및 감산이 유가와 원유수요의 변동에 따라 즉각적으로

이루어질 수 있다고 가정을 할 경우, 유가변동의 상당부분이 시장수요에 의해

결정되는 결과를 초래하게 된다. 이는 현실적으로 세계 원유수요는 Dées,

Karadeloglou, Kaufmann and Sánchez(2007)와 Hamilton(2008)이 지적한 바

와 같이 가격변화에 대해 매우 비탄력적인 반면, 공급은 탄력적인 것으로 가

정되는 것이므로 원유변동의 상당부문이 원유수요 변동에만 기인하게 되기

때문이다. 따라서 원유변동이 수요뿐 아니라 공급부문과 기타 요인들에 의해

변동한다는 특성을 고려하기 위해서도 이와 같은 가정의 도입이 큰 문제를

일으킬 것으로 보이지 않는다.5) 다음으로 가정 4에서 당기의 원유수요가 당

기 국제유가에 직접적으로 영향을 미치지 못한다는 가정 역시 분기 중 원유

수요에 대한 정보가 어느 정도 예측될 수 있으므로 다소 엄격한 가정이 될

수 있다. 그러나 구조적 벡터자기회귀모형에서 이용된 변수가 예측치가 아닌

실제치인 점과 통상적으로 국제 원유수요에 대한 정확한 통계자료는 1분기

이상의 시차를 갖고 집계된다는 점을 고려한다면 큰 무리가 없는 가정이 될

것이다. 따라서 이상의 식별 가정을 식 (3)의 표기법으로 나타내면 다음과 같

이 표현될 수 있다.

γ11 0 0 γ 120 γ 22 0 00 0 γ 33 γ 340 γ 42 0 γ 44

εwd

εws

εsp

εoil

=

uwduwsu spu oil

(8)

여기서, uwd, uws, u sp, u oil은 당기의 원유수요, 원유공급, 투기적 수요, 실질

유가의 구조적 교란항을 의미한다. 또한 εwd, εws, ε sp, ε oil은 이들 변수들의

5) 실제로 이와 같은 가정을 도입할 경우, 충격반응함수에서 원유수요는 가격변화에 거의

반응하지 않았으며, 분산분해 결과에서 유가변동의 대부분을 원유수요의 변동이 설명하

는 것으로 나타났다.


- 15 -

오차항을 의미한다. 따라서 본 연구에서 이용된 구조적 벡터자기회귀모형은

과다식별(over-identification)되어 있다.6)

2) 충격반응함수

이상의 가정들과 식 (6)의 벡터이동평균모형을 통해 추정된 실질유가의 직

교충격반응함수(orthogonalized impulse response functions)는 에

나타나 있다. 즉, 는 원유수요, 원유공급, 투기적 수요 및 실질유가

의 구조적 교란항이 그들 표준편차 1단위 크기로 증가했을 때 시간경과에 따

른 실질유가의 반응경로를 나타내는 것이다.7) 에서 실선은 직교충

격반응함수의 추정치(point estimates)를 의미하며, 점선은 95% 신뢰구간

(confidence bands)을 나타낸다. 이들 신뢰구간은 Runkle(1987)에 의해 제안

된 붓스트래핑(bootstrapping) 시뮬레이션 방법을 통해 구해졌다.

먼저, 예상하지 못한 외생적 원유수요의 증가가 발생할 경우, 실질 원유가

격은 1분기 이후부터 반응하기 시작하여 최대 5% 가량 증가한 후, 그 효과가

시간이 경과함에 따라 점차 사라짐을 알 수 있다. 반면, 기대하지 못한 원유

공급의 증산이 이루어질 경우, 실질유가는 즉각적으로 반응하여 최대 5% 정

도 감소한 후, 그 효과가 사라지고 있다. 투기적 수요의 기대하지 못한 증가

가 이루어질 경우에는, 1분기 이후부터 실질유가의 증가가 이루어져 최대 2%

가량 증가한 후 시간이 경과함에 따라 그 충격의 효과가 사라짐을 알 수 있

다. 본 연구의 구조적 벡터자기회귀모형에서 실질유가 자체의 구조적 교란항

은 모형에서 식별되고 있는 수급요인 및 투기적 요인을 제외한 기타 유가변

동에 영향을 주는 요인으로 해석해도 무방할 것이다. 에서는 이와

같은 기타 유가상승 요인의 기대하지 못한 충격이 발생할 경우, 유가는 즉각

6) 4변수 구조적 벡터자기회귀모형의 적도식별(just identification)을 위해서는 6개의 추가

제약이 필요하나, 본 연구에서는 9개의 추가제약이 부과되어 있다.

7) 본 연구에서는 구조적 교란항의 분산이 1로 정규화(nomalized)되어 있으므로 구조적 교

란항 1단위 증가에 따른 충격반응함수가 아닌 이들 교란항의 표준편차 1단위 증가에

따른 충격반응함수로 해석해야 한다.


- 16 -

적으로 증가하기 시작하여 최대 10% 상승한 후 그 효과가 점차 사라짐을 보

여주고 있다.

실질유가의 직교충격반응함수


- 17 -

3) 분산분해

은 실질유가의 변동에 대한 분산분해(variance decomposition) 결과

를 나타내고 있다. 이는 시간이 경과함에 따라 발생하는 실질유가의 예측오차

(forecast errors)에서 개별 구조적 교란항의 기여도를 의미한다. 을 살

펴보면 실질유가의 예측오차는 초기에는 유가 자체의 교란항에 의해 대부분

설명되나, 시간이 경과함에 따라 원유 수요 및 공급 교란항의 기여도가 점차

증가함을 알 수 있다. 이에 따라 5년(20분기)이 경과한 후 발생하는 실질유가

변동의 예측오차는 원유수요 요인에 의해 26%가 설명될 수 있으며, 원유공급

요인에 의해 20% 이상이 설명될 수 있음을 알 수 있다. 반면, 투기적 수요의

효과는 시간이 지남에 따라 점차 증가하나, 그 크기는 미미하여 5년이 경과한

후 예측오차의 5% 수준 정도만을 설명할 수 있는 것으로 나타났다. 그러나

본 연구에서 추정된 투기자금이 실질유가의 변동에 미치는 효과는 과소평가

될 수 있음에 주목해야 한다. 이는 주지한 바와 같이 본 연구에서 투기자금의

대리변수로 이용된 비상업용 거래와 비보고 거래 외에 상업용 거래에도 투기

성 자금이 포함될 수 있기 때문이다.

실질유가의 분산분해 결과기간(분기) 원유수요 원유공급 투기적 수요 실질유가

1

2

3

4

5

10

15

20

0

0.0899

0.1441

0.1761

0.1968

0.2409

0.2545

0.2596

0.1075

0.2172

0.2480

0.2546

0.2586

0.2276

0.2122

0.2050

0

0.0031

0.0065

0.0098

0.0131

0.0277

0.0372

0.0425

0.8925

0.6898

0.6013

0.5594

0.5372

0.5038

0.4961

0.4930


- 18 -

4) 역사적 분해

은 최근의 국제유가 상승세가 본격화되기 시작한 2004년 1/4분기

부터 2008년 1/4분기까지 구조적 벡터자기회귀모형을 통해 식별된 구조적 교

란항들의 추이를 나타내고 있다. 을 살펴보면 2004년 들어 수요부문

에서 정(＋)의 구조적 교란이 발생하였음을 확인할 수 있다. 이는 같은 기간

중국, 인도 및 신흥 개도국의 원유수요가 급격히 증가한 사실을 반영하는 것

으로 볼 수 있을 것이다.

이처럼 정(＋)의 구조적 수요충격이 발생함에 따라 공급부분에서도 같은 기

간중 정(＋)의 구조적 충격, 즉 증산이 이루어졌음을 알 수 있다. 그러나 2007

년 들어서는 수요부문에서는 정(＋)의 구조적 충격이 발생하고 있는 반면, 공

급부문에서는 부(－)의 구조적 충격이 발생하여 가격상승 요인의 상당부문이

수급요인에 의해 발생했음을 보여주고 있다. 에 나타나고 있는 또

다른 흥미로운 점은 2006년 후반기에 실질유가 자체에 부(－)의 구조적 교란

구조적 교란항 추이Identified Structural Shocks

1.5

1

0.5

0

-0.5

-1

-1.5

-22004 2004.5 2005 2005.5 2006 2006.5 2007 2007.5 2008

Demand Shocks Supply Shocks

Speculation Shocks Price Shocks


- 19 -

이 큰 폭으로 이루어졌다는 것이다. 이는 당시 미국 에너지산업의 주요 헷지

펀드인 Amaranth Adviser가 큰 폭의 손실을 봄에 따른 시장 불안심리가 반

영되어 유가가 큰 폭의 하락을 기록한 것을 반영하는 것이라 해석할 수 있을

것이다. 마지막으로 투기적 수요의 구조적 충격은 2006년부터 정(＋)의 교란

이 지속적으로 발생하여 가격상승에 영향을 주었음을 나타내고 있다.

마지막으로 은 2004년 1/4분기부터 2008년 1/4분기까지의 역사적

분해 결과를 보여주고 있다. 에서 실선은 실질유가의 실제변동을 나

타내며, ‘ ’로 표시된 실선은 구조적 교란항이 존재하지 않을 경우의 실질유

가 변동을 나타내는 예측치(base projection)를 의미한다. 또한 ‘ ’로 표시된

실선은 이러한 예측치와 식별된 개별 구조적 교란항의 효과를 더해준 실질유

가의 변동을 나타낸다. 먼저, 첫 번째 그림에서 볼 수 있는 바와 같이 원유수

요의 구조적 교란항을 예측치에 더해줄 경우, 실질유가 변동과 예측치 사이에

발생하는 차이가 상당부문 축소될 수 있는 것으로 나타났다. 반면, 두 번째

그림에 나타나 있는 바와 같이 공급부문의 구조적 교란항을 예측치에 더할

경우는 2007년 이후부터 발생하는 예측치와 실질유가변동 사이의 차이를 축

소시키는데 도움이 되는 것으로 나타났다. 다음으로 세 번째 그림에 나타나

있는 바와 같이 투기적 수요의 구조적 교란항을 예측치에 더하여 주는 경우

에도 2007년 이후부터 발생하는 예측치와 실질유가 변동 간의 차이를 축소시

키는데 도움을 주는 것으로 나타났으나, 수요 및 공급 교란항을 예측치에 더

해주었을 경우보다는 그 축소 폭이 적은 것을 확인할 수 있다. 따라서 이와

같은 분석을 통해 투기적 수요가 유가상승에 미치는 영향력은 2007년 들어

크게 증가하였으나, 효과의 크기는 수급부문의 충격보다 크지 않다는 것을 알

수 있다. 마지막으로 의 네 번째 그림에서 ‘ ’로 표시된 실선은 예

측치에 수요 및 공급 부문의 구조적 교란항을 더해준 실질유가의 변동을 의

미하며, ‘ ’로 표시된 실선은 예측치에 수급부문의 구조적 교란항과 투기적

수요의 구조적 교란항을 더해준 실질유가의 변동을 의미한다. 이 그림은 2007

년부터 가파르게 상승한 현재 유가상승에 대해 많은 정보를 제공하고 있다.


- 20 -

역사적 분해 결과


- 21 -

즉, 2007년 초반의 유가상승은 수급요인에 의해 주도되었으며, 2007년 하반기

부터 2008년 1/4분기까지는 이들 수급요인에 투기적 요인까지 가세하여 유가

상승의 상당부문을 주도하였다는 것이다. 이와 같은 실증결과는 중국을 포함

한 개도국의 원유수요 증가로 유가상승 압력이 지속되는 가운데 산출량 감소

가 이익을 창출할 수 있음을 발견한 OPEC의 감산, 그리고 이러한 수급불안

에 편승한 투기자금의 유입으로 유가가 상승하였다는 Hamilton(2008)의 분석

과 일치하는 것이다.

3. 달러화 평가절하가 유가상승에 미치는 효과

달러화 평가절하가 유가상승에 미치는 효과에 대한 통계적 추론은 전년 동

기대비 달러화 절하율과 실질유가 상승률로 구성된 2변수 축약형 벡터자기회

귀모형을 구성하여 Wald 검정법(Wald test)과 우도비검정(likelihood ratio

test) 및 그랜저 인과관계 검정(Granger causality test)을 통해 살펴보았다.

달러화 환율은 미국 주요 교역대상국의 달러화 환율을 무역비중으로 가중평

균한 무역가중환율지수(trade-weighted exchange index)를 사용하였다. 분석

기간은 1987년 1/4분기부터 2008년 1/4분기까지 계절조정된 분기별 자료를 이

용하였으며, SBC(Schwartz Bayesian Criterion)를 이용하여 적정시차는 2로

설정하였다. 는 달러화 평가절하율이 실질유가 상승률에 미치는 효과

에 대한 검정결과를 나타내고 있다.

먼저, Wald 검정법 및 우도비 검정은 2변수로 구성된 축약형 벡터자기회귀

모형의 실질유가 상승률 방정식에서 달러화 평가절하율의 시차계수변수 계수

값들이 모두 0인 경우를 귀무가설로 설정하였다. 이 경우, 검정통계량은 모두

자유도가 2인 chi-square분포를 따르게 된다. 검정결과를 살펴보면 이들 두

검정법은 5% 유의 수준에서는 귀무가설을 채택하나, 10% 유의 수준에서는

귀무가설을 기각하는 것으로 나타났다. 두 검정법에서 귀무가설은 동일하나

그 검정방법과 의미는 다소 차이가 있음에 유의해야 한다. 즉, Wald 검정법은


- 22 -

검정결과검정법

검정통계량

(test-statistics)

Wald 검정법

H0 : 벡터자기회귀모형의 실질유가 상승률 방정식에서

달러화 평가절하율의 시차변수 계수값들은 모두 0이다.

5.0252*

우도비 검정법

H0 : 벡터자기회귀모형의 실질유가 상승률 방정식에서

달러화 평가절하율의 시차변수 계수값들은 모두 0이다.

5.1821*

그랜저 인과관계 검정법

H0 : 달러화 평가절하가 유가상승을 Granger cause하지 않는다.

H0 : 유가상승이 달러화 평가절하를 Granger cause하지 않는다.

2.51259*

2.05410*

주 : *는 10% 수준에서 가설(H0)의 기각을 나타냄.

축약형 벡터자기회귀모형을 구성하는 개별 방정식인 실질유가 상승률 방정식

에서 달러화 평가절하율이 유가상승률에 미치는 직접적인 역할만을 검정한다.

반면, 우도비검정은 실질유가 상승률 방정식에서 달러화 평가절하율의 시차변

수값들이 모두 0이라는 제약하의 축약형 벡터자기회귀(constrained RVAR)모

형과 이와 같은 제약이 없는 경우의 축약형 벡터자기회귀(unconstrained

RVAR)모형의 유의성을 검정하는 것을 의미하게 된다.8) 그러나 결과적으로 이

들 두 검정법의 결과가 의미하는 바는 달러화 평가절하율이 실질유가 상승률

을 설명하는데 있어 통계적으로 큰 유의성을 갖는다고 보기 어렵다는 것이다.

8) 이와 같은 우도비검정법을 ‘block exogeneity’ 검정법이라 한다. 만약, 2변수 이상으로

구성된 축약형 벡터자기회귀모형을 이용한다면 달러화 평가절하율 방정식을 제외한 모

든 방정식에서 달러화 평가절하율의 시차변수 계수값들이 모두 0이라는 제약을 부과하

게 된다. 따라서 이 경우에는 Wald 검정법에서 평가된 바와 같이 달러화 평가절하율이

유가상승률에 미치는 직접적인 효과뿐 아니라, 축약형 벡터자기회귀모형내에서 달러화

평가절하율이 다른 변수들을 통해 유가상승률에 영향을 주는 간접효과까지 고려할 수

있게 된다. 그러나 본 연구에서는 2변수로 구성된 축약형 벡터자기회귀모형을 이용했으

므로 이와 같은 간접적인 효과를 모두 고려하는 검정은 이루어지지 않는 것으로 보아

야 한다.


- 23 -

는 이들 두 가지 검정방법 외에 축약형 벡터자기회귀모형을 통해

흔히 수행되는 그랜저 인과관계 검정결과도 보여주고 있다. 이 경우 역시 달

러화 평가절하율이 실질유가 상승률을 Granger cause하지 않는다는 귀무가설

이 5% 수준에서는 채택되나, 10% 유의 수준에서는 기각됨을 나타내고 있다.

이는 달러화 평가절하율이 실질유가 상승률을 예측하는데 있어 통계적으로

크게 유의성을 갖지 않는다는 것을 의미한다. 따라서 이상의 통계적 추론이

의미하는 바는 달러화 평가절하율이 실질유가 상승률에 미치는 효과는 매우

제한적이며, 통계적으로 큰 유의성을 갖기는 어렵다는 것이다.

Ⅳ. 결 론

본 연구는 최근의 유가상승 추세에 영향을 미쳤을 것으로 논의되고 있는

각 요인들의 기여도에 대한 실증분석을 목적으로 하였다. 이를 위해 세계 원

유수요 및 원유공급과 투기적 수요 그리고 실질유가로 구성된 구조적 벡터자

기회귀모형을 구성하여, 이들 요인들이 유가상승에 미친 효과를 살펴보았다.

또한 실질유가 상승률과 달러화 평가절하율로 구성된 벡터자기회귀모형을 이

용하여 달러화 평가절하율이 유가상승률에 미치는 효과에 대한 통계적 추론

도 시도하였다. 충격반응함수, 분산분해 및 역사적 분해 결과에 따르면 2004

년부터 시작된 유가상승은 세계적 원유수요 증가에 의해 시작되었으며, 2007

년 들어서는 공급부문이 수요부문의 증가세를 충족시키지 못함에 따라 유가

상승의 상당부문이 수급요인에 의해 설명될 수 있다는 점이 발견되었다. 특

히, 이와 같은 수급불안에 따른 투기적 수요의 증가가 2007년 하반기 이후의

급격한 가격상승을 설명하는데 많은 도움을 준다는 점도 발견할 수 있었다.

그러나 최근 논의와는 다소 상반되는 결과로 달러화 평가절하의 효과는 유가

상승에 통계적 유의성을 크게 갖지 못하는 것으로 나타났다.


- 24 -

이상의 결과는 구조적 교란항들을 식별하기 위해 본 연구에서 설정한 가정

에 기초한 것이다. 본문에서 지적한 바와 같이 본 연구의 일부 가정들은 현실

적으로 다소 제약적일 수 있으므로 국제 원유시장의 현실을 더욱 잘 반영할

수 있는 식별방법과 변수들을 찾아내어 유가변동에 대한 이해를 증가시키기

위한 노력이 더욱 필요한 시점인 것으로 판단된다. 특히, Dées, Gasteuil,

Kaufmann and Mann(2008)이 지적한 바와 같이 국제유가와 원유생산 간의

비선형적 관계를 고려할 수 있는 구조적 다변량분석 기법의 개발도 유가변동

에 대한 우리의 이해를 넓힐 수 있는 방안이라 생각된다.

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- 25 -

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- 26 -

ABSTRACT Accounting for Crude Oil Prices :

A Historical Decomposition

Kyungsoo Cha*

This paper empirically exam ines the role of factors responsible for

recent hikes of crude oil prices. For this purpose, a 4 variable

SVAR (Structural Vector Autoregression) model, composed of the world

demand for crude oil, the world supply of crude oil, the speculative

demand for crude oil and real crude oil prices, is constructed. The

innovation-accounting technique of historical decomposition seems ideally

suited as a main vehicle for this purpose. In application, using quarterly

data from 1986:01 to 2008:01 reveals that the upsurge of the crude oil

demand in 2004 triggers the rises in crude oil prices. Moreover, as the

supply of crude oil fails to accommodate the increase in the world

demand during 2007, a large portion of the rises in crude oil prices is

able to be accounted for the demand-supply balance. Even though the

effects of the speculative demand on oil prices seem less critical than the

demand-supply balance, it also plays an important role in explaining the

increases in oil prices during 2007. In this study, the effects of

depreciation of the U.S. dollar on oil prices are also investigated.

However, the Wald test, the likelihood ratio test, and the Granger

causality test conducted by using bivariate VAR model indicate that the

depreciation of the U.S. dollar does not have statistically significant

effects on the rises in oil prices.

Key Words : SVAR, historical decomposition

* Associate Research Fellow, Korea Energy Economics Institute.

- 27 -

에너지경제연구 제7권 제 2호Korean Energy Economic ReviewVolume 7, Number 2, December 2008 : pp. 27～52

도매전력시장의 가격결정 과정에 대한 실증분석 :용량요금 및 정산단가를 중심으로

김수덕*․손양훈

**

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 용량요금과 발전회사의 수입

Ⅲ. 자료 및 분석 모형

Ⅳ. 분석결과

Ⅴ. 결 론

요 약

본 연구는 용량가격의 결정과 정산단가가 제도의 변화에 따라 어떤 요인에

의해 결정되어 왔는지를 한국전력거래소의 비용평가위원회의 자료 등을 근거로

분석하여 본다. 용량가격은 용량이 아닌 실제 주어진 연료가격의 상황변화 등

에 의해 영향을 받아왔음을 확인하였고, 첨부발전의 정산단가를 염두에 둔 비용

* 아주대학교 대학원 에너지학과, 부교수.

** 인천대학교 경제학과, 부교수.


- 28 -

평가위원회의 회의가 기저발전의 정산단가에 통계적으로 매우 유의한 영향을

미쳤음을 보여주고 있다. 실증분석의 결과는 발전회사간의 수지불균형해소를

위한 노력이라는 잦은 규제변화가 오히려 전력산업의 진입에 불확실성을 가중

시켜 시장진입유인을 감소시킬 수 있음을 간접적으로 보여주고 있다.

주요 단어：용량요금, 정산단가, CBP 시장, SMP

경제학문헌목록 주제분류：Q48

Ⅰ. 서 론

우리나라의 전력산업의 경쟁형태는 1999년에 ‘전력산업구조개편기본계획’이

수립된 이후 상당한 시간이 지났지만 계획에 명시된 방향으로 진전되지 못하

고 있다. 전력시장에 경쟁을 도입하고 민영화를 통하여 효율을 높이려는 변화

에 대한 국민적 합의를 끌어내는 것이 쉽지 않기 때문이다. 구조개편의 기본

방향은 수직 독점구조의 전력산업 체제를 단계적인 절차를 통하여 경쟁체제

로 전환하는 것이었다. 즉, 첫 단계로서 발전부문만의 경쟁이 이루어지는 발

전경쟁시장, 다음 단계에서는 판매부문도 경쟁에 참여하는 도매경쟁시장, 최

종적으로 소비자가 공급자를 선택할 수 있게 하는 소매경쟁시장을 도입하는

것이다. 그러나 전력시장에서 과도적인 구조가 예정보다 훨씬 길어지고 있으

며, 가까운 시일 내에 큰 변화가 오기를 기대하기 어려운 것으로 전망된다.

기 존의 발전부문 경쟁에 이어 판매부문도 경쟁에 참여하는 도매경쟁시장의

도입 추진은 중단되고, 현재와 같이 한전이 단일 판매회사의 역할을 계속하면

서 발전회사들만이 경쟁에 참여하는 발전경쟁체제가 당분간 지속되게 되었다.

이러한 상황에서 선택 가능한 방법 중 하나는 현재의 발전경쟁 체제에서나

마 경쟁 요소를 최대한 개발하고 비효율적인 요소를 제거하는 것이라고 할

수 있다. 정부와 한국전력거래소(이하 ‘전력거래소’로 표현함)는 배전분할 중

도매전력시장의 가격결정과정에 대한 실증분석 : 용량요금 및 정산단가를 중심으로

- 29 -

단의 후속 조치의 일환으로서 현 전력시장의 운영성과에 대한 평가진단을 시

행하였고, 아울러 향후 도입 가능한 경쟁요소의 개발 및 기존 제도상의 불합

리한 부분을 개선하는 전력시장 제도개선을 추진하고 있다. 현 전력시장에 대

한 기본설계는 1999년에 당시 전력산업 구조개편 자문용역기관인 KEMA 사

에 의하여 수행된 안을 기초로 하고 있다. 그러나 이는 구조개편 과정의 다음

단계인 도매경쟁시장의 도입에 앞서 초기 2～3년간 한시적으로 운영된다는

전제 하에 출발하였다. 초기의 상황에 맞추어 설계된 시장형태는 시장여건이

변화하게 되면 적절하게 기능하지 못하게 된다. 더구나 에너지를 둘러싼 시장

의 여건이 급속하게 변화하였기 때문에 상당한 문제점을 노정할 수밖에 없다.

배전분할 중단결정 이후, 정부와 전력거래소는 전력시장 제도개선의 필요성

및 추진방향에 대한 검토를 시작하였다. 그 일환으로 2004년 11월부터 1년간

KDI를 주관연구기관으로 하고 다수의 대학 및 연구기관이 연구진이 참여하

는 ‘변동비반영시장 평가진단 및 개선’ 연구가 시행되었으며, 여기에 전력시장

의 경험, 정보 및 요구사항 제공 등을 통해 연구수행을 지원하기 위하여 전력

거래소, 정부, 회원사 들이 함께 참여한 바 있다. 결과로 우선적용이 가능한 1

단계 제도개선 사항과 2단계 개선사항으로 분류하여 1단계는 2006년에 검토

설계 및 규칙반영을 완료하고, 나머지는 2007년부터 구체적인 적용방안을 검

토하는 것으로 하였다.

단일가격 적용(기저-일반 구분 폐지), 지역별 및 기간별 예비율에 따른 용

량요금1) 차등, 송전접속비용/수전전력기본요금의 용량요금 반영 등의 용량요

금 적용기준의 변경에 대한 검토, 기저한계가격 폐지 및 기저상한가격제 도

입, 한계송전손실을 고려한 가격결정 및 발전기 운전, 연료제약 발전기 처리

에 대한 방안 도입, 계통운영보조서비스 정산기준 변경 등을 1단계에서 검토

하고 그 적용시기를 2007년으로 삼은 바 있다.

1) 흔히 사용되는 용량가격이라는 용어 대신 본 연구에서는 용량요금이라는 용어를 사용한

다. 이는 가격이 시장기능에 의해 결정되는 것이라는 점에서 이와 구분할 필요가 있다

고 판단한데 기인한다.


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본 연구는 발전회사의 수지에 영향을 미치는 용량가격의 결정이 제도변화

에 따라 어떻게 변화하였는지, 또 정산단가는 어떤 요인에 의해 결정되어 왔

는지를 전력거래소의 비용평가위원회의 자료 등을 근거로 분석하여 본다. 실

증분석의 결과를 통해 발전회사간의 수지불균형해소를 위한 노력이 바람직한

도매시장 구조의 형성이라는 측면에 미치는 영향을 평가하여 보았다.

Ⅱ. 용량요금과 발전회사의 수입

현재 전력시장은 발전회사의 설비투자비 등 고정비용에 대한 용량요금을

산정하여 이를 보상하고 있다. 2007년 1월 이전에는 발전입찰에 참여한 발전

기들의 시간별 공급가능용량에 대해 보상하기 위한 기준가격으로 기저시장과

일반시장에 별도의 용량요금을 적용하여왔다. 이 기준 용량요금은 공급가능

용량에 대한 단가로서 용량에 대한 보상은 발전기의 운전 여부, 즉 발전량과

는 관계없이 입찰량, 즉 최대 가용능력 신고량에 의해서 지급된다.

또 운영과 관련 변동비 보상을 위해 기저발전 시장에 대해서는 SMP

(system marginal price)를, 그리고 일반발전시장에 대해서는 BLMP (base

load marginal price)를 별도로 결정하였다. 기저발전기는 원자력, 유연탄 등을

연료로 하는 화력발전기들을 말하고, 일반발전기에는 기저발전기이외의 복합,

LNG, 중유, 기타 수력, 풍력 그리고 양수 발전기 등이 해당된다. 이 같은 현

행 용량요금 지불은 전력시장이 필요로 하는 자원수급의 적정성(adequacy),

특히 공급 적정성 확보라는 측면에서 채택되었다고 평가되고 있다.

용량요금의 산출 방식은 전력거래소(2005)에 잘 나타나 있다. 용량지불금

(capacity payment)의 기준이 되는 기준 용량요금은 건설투자비의 연간 환산

금액과 연간 고정운전유지비를 합한 연간고정비를 시간당 가격으로 산출하는

방식을 사용한다. 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.


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기준 용량지불금 ＝ 연간 고정비 / (정격용량 연간 입찰가능 시간)

기분 용량요금 ＝ 기준 용량지불금 / 설비용량규모(kW)

여기서 정격용량 연간 입찰가능 시간은

입찰 가능 시간＝ 8,760시간 × ( 1 －발전기 정비율) × ( 1 －고장 정지율)

이며, 연간 고정비는 건설 투자비 수명기간 동안의 연금액으로 환산한 금액에

연간 고정적으로 소요되는 운전유지비를 합한 값이다. 연금액으로 환산한 건

설 투자비는 건설 투자비에 자본회수계수(CRF, capital recovery factor)2)를

곱한 것인데, 이를 간단히 설명하면 매년 지불하는 일정한 금액 또는 연금의

크기의 현재가치가 건설투자비의 현재가치가 재무적으로 동일하게 되도록 하

는 것이다.

위의 산정과정에서는 여러 가지 다양한 비용 중 어느 것을 고정비로 인정

할 것인가, 자본회수계수의 산정, 발전기 정비와 고장이 일어날 확률을 얼마

로 볼 것인가 등의 다양한 문제가 존재할 수 있다. 재무적인 평가 시에 늘 지

적되는 여러 가지 문제도 여기에서도 나타날 수 있는데, 특히 자본회수계수의

산정 시 설비의 수명, 미래의 할인율의 크기와 구조 등에 대해서는 다양한 지

적이 있을 수 있다는 점이다.

기저발전의 경우 변동비가 가장 높은 발전소의 변동비에 의해 BLMP가 결

정되고 이를 기준으로 정산이 이루어짐으로써, 한계발전소에 해당하는 몇몇

비효율적인 기저발전기가 BLMP를 결정하게 되는 결과가 발생하게 된다. 전

력거래소(2005. 11)에서는 이러한 문제에 대해

“(중략)... 즉, 우리나라의 전원구성이 적정하지 않다는 점이 시장에 반영

되는 데에 제약을 가한 것이 되었다. 이러한 점에서 단일 SMP제로의 전환

은 적정 전원 구성에 대한 시장 신호를 다시 작동하게 한다는 점에서 바람

2) CRF = r ( 1+ r ) n/[ ( 1+ r ) n-1]


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직한 측면이 있다고 판단된다. 그럼에도 새로운 발전 사업자 혹은 발전기의

시장 진출은 상당히 긴 시간을 필요로 하기 때문에 단일 SMP로의 전환 시

기저 발전기에 지나치게 많은 초과이윤이 돌아간다면 이는 바람직하지 못하

다. 따라서 시장의 신호 효과와 적정한 이윤 사이에서 절충점을 찾아 과도

기 동안 사용할 제도적 장치를 모색할 필요가 있다.”

라고 지적하고 있다.

결국 용량요금과 변동비가격을 통해 기저발전과 일반발전으로 이원화됨으

로써 발전회사들은 회계 상의 수입을 이들에 의존하게 된다. 고정비의 비중이

크고 변동비의 비중이 상대적으로 적은 기저발전기와 첨두부하용 혹은 일반

발전기의 경우는 상반된 재무구조를 가질 뿐 아니라 발전소의 입지, 규모 등

다양한 요인에 의해 비용구조가 다르지만 이들 발전소들을 또 다양한 형태로

소유하고 있는 발전자회사와 여타 민간전력회사 들의 수입이 이들 가격의 변

화에 따라 변동되게 될 것은 당연한 이치일 것이다. 전력의 수요는 각 년도마

다 여러 가지 이유에 의해 차이가 발생하게 될 것이고, 용도별 소매전력요금

은 2007년 1월 15일 전기요금 평균 2.1%인상조정이 있기 이전까지 정책적으

로 묶여 있었다. 즉 한국전력의 용도별 소매전력판매량이 일정한 수준으로 증

가한다고 가정하는 경우, 그 전체 수입도 단순히 일정한 수준으로 증가하는데

그칠 것임을 잘 알 수 있다.

한국전력의 수입 =∑n

jT j P j

여기서

T j : 용도별 소매전력 판매량, j=1, 2,…,n개 용도

Pj : 용도별 판매가격, 정책적으로 고정되었다고 가정

발전회사의 전체의 수입은 기저발전소와 일반발전소의 도매발전 판매수입

의 합으로 나타나고 이는 각각 서로 다른 용량지불금과 변동비로 인한 수입


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의 합으로 나타내어 볼 수 있다. 따라서 i번째 기저발전소와 일반 발전소의

용량요금을 각각 별도로 구분한다고 가정하여 이와 BLMP를 각각

(FB, i, CB, i ) 그리고 (FP, i, CP, i )로 두면 발전회사 전체의 수입은

총 발전회사 수입 =∑i(FB, i +CB, i t B, i )+∑

i(FP, i +CP, i t P, i )

로 표시할 수 있다. 여기서 t B, i, t P, i는 각각 기저발전기와 일반발전기의 연

간 전력생산량을 의미하며 이는 용도별 소매전력 판매량과 일치한다.

∑it B, i +∑

it P, i =∑

jT j

결과적으로

∑i(FB, i +CB, i t B, i ) +∑

i(FP, i +CP, i t P, i ) =∑

n

jT j P j

의 관계가 성립하여야 시장이 운용되는 결과를 가져오게 된다는 것이다.3)

최근 몇 년간 원유, 유연탄, LNG 등 화석연료의 가격이 상당한 수준으로

상승하였다는 점은 변동비의 증가폭이 소매전력의 판매증가율을 상화할 것이

라는 점을 짐작케 한다. 이러한 상황 하에서 만일 한국전력이 도매전력에 대

한 지불금을 조정함으로써 자신의 영업이익을 일정하게 유지하고자 한다면

상대적으로 시장기능에 의해 결정되어 자신의 통제영역을 벗어나는 한계변동

비에 해당되는 지불금을 총 수입에서 제외한 나머지 금액을 조정함으로써 이

익률을 일정하게 유지할 수 있을 것으로 판단된다. 그 나머지는 결국 아래의

식이 보여주는 바와 같이 기저, 일반 발전기의 용량지불금이 될 것이며 설비

용량규모(kW)가 주어져 있기 때문에 결국은 기준 용량요금을 조정하는 방법

이 가장 손쉬운 방법이 되게 된다.

3) 분석의 편의를 위해 송배전 손실 및 기타비용은 무시하였음.


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전력판매량(단위 : GWh)

구 분 한전 한수원 서부 남동 중부 남부 동서

2003 293,599 125,865 37,096 30,027 31,345 37,275 32,544

2004 312,156 126,609 36,440 35,366 34,009 46,693 34,247

2005 332,413 141,692 36,324 40,945 36,303 44,766 34,590

2006 348,719 143,249 37,046 41,516 37,611 46,819 40,515

360,000

350,000

340,000

330,000

320,000

310,000

300,000

290,000

∑iF B, i +∑

iF B, i =∑

n

jT j P j-(∑

iCB, i t B, i +∑

iC P, i t P, i )

발전회사는 발전기별로 매일 입찰에 참가, 거래 전일 10시까지 거래일의 시

간대별 최대발전가능용량, 발전기 최소 운전시간 및 최소 정지시간 등을 입찰

한다. 또 이 같은 용량 입찰과는 별도로 전력거래소에 속해 있는 비용평가위

원회에 비용관련 증빙서류를 제출하고, 비용평가위원회는 이들 자료를 심사,

평가하여 산출한 변동비 특성 데이터와 용량 규모를 바탕으로 다음 날의 전

력공급에 대한 계획을 세운다. 구체적으로는 전력거래소 내부의 전력수요예측

시스템(LOFY, Load Forecasting Expert System)이 이들 특성데이터를 이용,

일간발전계획(RSC, Resource Scheduling and Commitment)을 세우고, RSC로


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전기판매단가(단위 : 원/GWh)


2003 74.68 40.25 56.38 48.24 56.50 54.68 57.17

2004 74.58 40.08 55.57 48.23 55.44 58.50 58.61

2005 74.46 39.71 60.18 48.87 61.10 63.20 62.07

2006 76.52 38.81 65.28 47.55 66.02 70.64 62.32

77

76.5

76

75.5

75

74.5

74

80

70

60

50

40

부터 얻어진 가격결정발전계획(PSE, Price Setting Scheduled Energy)을 통해

다음날의 시간대 별 발전량 및 사용될 발전기를 정할 뿐 아니라 정산 시 사

용될 전력구매요금이 결정된다. 이와 관련, 에서는 2004년 이후 진

행된 요금조정위원회의 회의결과에 대한 간략한 내용이 포함되어 있다.

아래는 2003년 이후 2006년까지 각 발전자회사의 전력판매량, 정산단가(전

기판매단가), 영업이익에 대한 추이를 보여주고 있다.4)

전력판매량의 경우, 각 회사별로 예외 없이 꾸준한 증가추이를 보여주는 반

면, 정산단가(전기판매단가)의 경우 동부, 남부, 동서 서부발전(2004년 예외)은

증가추세에 있는 반면, 남동발전의 경우는 별반 변화를 보이지 않으며, 한수

4) 전력거래소(2007.11)의 내부자료.


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영업이익(단위 : 억 원)


2003 18,129 11,593 4,289 4,932 5,238 3,319 2,265

2004 19,732 11,371 2,608 2,316 3,143 1,863 1,538

2005 13,260 13,453 2,558 2,214 2,918 1,859 1,385

2006 12,316 10,365 2,265 1,483 2,017 2,831 948

25,000

20,000

15,000

10,000

5,000

16,000

14,000

12,000

10,000

8,000

원은 유독 정산단가가 지속적으로 하락하는 추이를 보이고 있음을 알 수 있

다. 결과로 나타난 영업이익의 추이에서는 2004년 한수원, 2006년 남부발전을

제외한 모든 경우에서 하락추세를 지속하고 있다.

를 통해 확인할 수 있는 몇가지 특성을 살펴보면 다음과 같다. 첫

째, 정산단가가 지속적으로 하락하는 추이를 보이고 있는 한수원의 경우, 원

자력 발전의 비중이 99.%로 다른 비교대상이 전혀 없다는 점이다. 둘째, 정산

단가(전기판매단가)의 변화가 별로 나타나지 않는 남동발전은 기저발전이

99%를 상회하는 한수원과 소매판매를 담당하는 한국전력을 제외하면 유일하

게 발전자회사 중 석탄발전의 비중이 타 발전자회사 평균인 65% 대를 훌쩍

넘어서는 86.6%를 보이고 있는 반면 여타비중이 13.4로 첨부발전의 비중이


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발전회사별 발전량현황 (기준 : 2006년)(단위 : 백만 kWh)

구분 수력 석탄 석유 가스 원자력 기타 계

남동 364 37,747 1,384 4,113 - 2 43,610

(%) 0.8 86.6 3.2 9.4 0.0 11.4

중부 389 25,332 1,320 12,206 - 2 39,249

(%) 1.0 64.5 3.4 31.1 0.0 10.3

서부 397 23,850 4,866 9,334 - - 38,447

(%) 1.0 62.0 12.7 24.3 10.1

남부 120 24,152 1,253 23,036 - 18 48,579

(%) 0.2 49.7 2.6 47.4 0.0 12.7

동서 491 29,265 6,021 6,743 - - 42,520

(%) 1.2 68.8 14.2 15.9 11.2

한수원 1,153 - - - 148,749 - 149,902

(%) 0.8 99.2 39.3

한전 1 - 140 - - - 141

(%) 0.7 99.3 0.0

자료 : 전력산업, 전기위원회 웹페이지, (2007년 11월 현재).

발전자회사 중 예외적인 경우에 해당되고 있다. 셋째, 동부, 남부, 동서 서부

발전(2004년 예외) 등 정산단가가 증가추세에 있는 발전자회사의 경우는 대체

로 석탄발전의 비중이 49.7～68.8%대를 차지하며 석유, 가스, 기타 수력발전

의 비중이 31.2～50.2%로 대체로 앞서의 경우에 비한다면 상대적으로 큰 차

이를 보이지 않는다.


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Ⅲ. 자료 및 분석모형

앞서의 발전회사별 수지변화의 현상을 통해, 우리는 근본적으로는 원자력을

제외한 여타 화력발전단가는 지속적으로 상승하는 반면, 전체 소매판매금액의

증가폭이 상대적으로 제한적인 상황에서 서로 다른 이해당사자들의 수지 변

화에 크게 영향을 미치지 않으면서도 공급을 유지하고자 하는 여러 가지 자

의적인 미세조정과정이 있었을 것이라는 가설을 제기해 볼 수 있다. 아래에서

는 이러한 가설이 실증적으로 용량요금을 통해 어떻게 평가될 수 있는지를

살펴보고, 이를 근거로 다른 조건이 일정할 때 여타 발전연료가격의 변화가

기저전원의 정산단가에 미치는 영향, 전력거래소의 비용조정위원회의 회의개

최와 이것이 전원별 정산단가에 미친 영향 등을 실증 분석하여 본다.

1. 용량요금의 변화요인 분석

사용된 자료는 2001년 4월부터 2007년 6월까지의 자료로 2006년 12월까지

는 전력거래소 웹페이지의 통계시스템인 EPSIS에서 확보한 자료와 추가적인

자료는 전력거래소의 협조를 얻어 확보하였다. 용량요금(CP)이 CBP 시장 운

영상 나타나는 수지불균형의 문제로 인해 독립적으로 결정되지 못하고 연료

가격, 여러 가지 정산단가 등에 의해 영향을 받았을 것으로 판단하고 요인분

석을 시도하였다.

2007년 이후에는 기저발전기에 대해 정산단가 상한이 적용되지만 일반과

기저에 단일용량요금이 적용되기 때문에 본 분석에서는 2007년 1월 이후의

자료를 제외하였다. 계절적 요인에 의한 자료의 계절성을 통제하기 위해 12월

을 기준(Cnst)으로 두고 나머지 달에 해당하는 11개의 더미변수(D1, D2,…,

D11)를 사용하되 입찰량에 대한 발전량 비율(Gen/Bid), 기타정산단가


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(OtherP), SMP, BLMP 그리고 각 원별 연료의 열량단가를 각각 LNG, 중유

(Hvy Oil; Heavy Oil), 석탄(Coal), 원자력(Nuclear)의 설명변수로 사용하여 분

석을 시도해 보았다. 피설명변수로 사용된 용량요금은 전체발전소 대상 각 월

의 평균 용량요금을 사용하였다. 실제 분석에 사용한 회귀식은 다음과 같다.

y i= a 0 + ∑11

i=1a i D i +a 12 ln (Gen/Bid )+a 13 lnPother

+a 14 lnPSMP +a 15 lnPBLMP + ∑19

i=16a i lnP i +e i

여기서 사용된 각 변수는 다음과 같다.

Y i : 용량요금(CP) y i= lnYi

D i : 각 월별 더미변수 i=1, 2,…, 11 (11월까지)

Gen/Bid : 입찰량에 대한 발전량 비율

P other : 기타정산단가

PSMP : SMP

PBLMP : BLMP

Pi : 4개 발전연료의 열량단가 i=16, 17, 18, 19

각각 LNG, 유류, 유연탄, 우라늄의 열량단가를 나타냄.

분석결과는 아래 에 정리되어 있다.

결과가 보여주는 의미는 매우 흥미롭다. 기저발전소의 수지를 결정하는 큰

요인 중의 하나인 용량지불금을 결정하는 용량요금은 앞서의 논의대로라면

주어진 할인율과 발전소 수명 하에서 이미 결정된 연간고정비, 설비용량규모

와 발전기 정비, 고장 등의 요인이 영향을 미칠 뿐 여타 요인들이 영향을 미

치지 않도록 되어있다. 그러나 분석의 결과, 기저한계비용이나 LNG 열량단가

가 상승하면 용량요금이 하락하고 있고, 우라늄이나 석탄 등 기저발전용 연료

가격이 상승하면 용량가격이 상승되는 현상을 보여주고 있으며 이들 결과는


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CP 결정요인에 대한 분석결과변수 추정치 t -값

Cnst 4.53 1.49

D01 0.00 0.01

D02 0.00 -0.16

D03 -0.01 -0.51

D04 -0.01 -0.16

D05 -0.01 -0.28

D06 -0.05 -1.56

D07 -0.09** -2.30

D08 -0.08 -1.98

D09 -0.06** -1.70

D10 -0.03 -0.80

D11 -0.03 -0.92

Gen/Bid -0.36** -2.39

OtherP 0.04 0.82

SMP -0.07 -0.39

BLMP -1.49*** -3.93

LNG -0.39** -2.04

Hvy Oil 0.21* 1.90

Coal 0.17*** 3.41

Nuclear 0.50* 2.01

주 : F ( 19, 49)= 11.469 , R 2= 0.816 , R 2= 0.745

*, **, *** 는 각각 90, 95, 99% 유의수준에서 유의한 값을 나타냄


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통계적으로 95%이상의 유의수준에서 의미있는 것으로 나타났다는 점이다.5)

따라서 주어진 자료에 의하면, 용량요금의 결정이 실제로 주어진 연료가격의

상황변화 등에 의해 자의적인 미세조정이 없었다고 볼 수 없다고 판단된다.

2. 정산단가의 변화요인 분석

위에서 살펴 본 용량요금의 결정과정의 실증분석이 의미하는 바를 바탕으

로 실제 특정 전원에 적용된 정산단가는 어떤 요인에 의해 영향을 받았는지

를 살펴본다. 정산단가를 기준으로 분석하는 것은

정산단가 ＝ 정산금액 / 발전량

의 형태가 됨에 따라 발전량이 주어지면 관련 발전소의 수지균형 또는 정산

금액에 대해 정보를 제공하기 때문이다. 앞서와 같은 방법으로 계절적 요인에

의한 seasonal pattern을 통제하기 위한 더미변수와 입찰량에 대한 발전량 비

율, 4가지 원별 연료 열량단가를 설명변수로 사용하였다. 추가로 부록 1에 제

시된 비용평가위원회의 회의 연혁을 바탕으로 2004년부터 2006년 말까지의

더미와 각 회의가 개최된 월부터 다음 회의개최월 이전까지의 9개 더미변수,

그리고 2007년 이후의 제도변화를 반영할 수 있는 더미를 포함 총 11개의 더

미변수를 사용하였다.

실제 분석에 사용한 회귀식은 다음과 같다.

y i= a 0+ ∑11

i=1a i D i+a 12 ln (Gen/Bid) + ∑

16

i=13a i lnP i + ∑

11

i=1b i DR i + e i

여기서 사용된 변수들에 대한 설명은 다음과 같다.

5) 추가적으로 한 가지 재미있는 현상은 입찰발전량 대비 실제 발전량의 비율을 낮춤에 따

라 용량가격이 올라간다는 점이다. 이 부분에 대한 연구는 추후 매우 흥미로운 주제가

될 것으로 판단되나 본 연구에서는 이러한 실증결과를 제시하는데 만족하고자 한다.


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Y i : 해당 발전기의 정산단가 y i= lnYi

D i : 각 월별 더미변수 i=1, 2,…, 11 (11월까지)

Gen/Bid : 입찰량에 대한 발전량 비율

Pi : 4가지 발전연료의 열량단가 i=13, 14, 15, 16

각각 LNG, 유류, 유연탄, 우라늄의 열량단가를 나타냄.

DRi : 각 비용조정위원회 더미변수 i=1, 2,…, 11

위 식으로부터 주어진 조건 하에서

Y î= e∑11

i= 1aˆ i D i + a

ˆ12 ln (Gen/Bid ) + ∑

16

i= 13aˆ i lnP i + ∑

11

i= 1bˆi DR i

로 정산단가를 추정하여 볼 수 있다. 앞서의 분석결과 용량요금에 영향을 주

는 연료가격변화 중 통계적으로 유의한 값을 보이는 발전연료, 즉 LNG, 중유,

석탄의 열량단가 변화가 발전량의 변동에 따라 어떻게 변화하는가를 살펴봄

으로써 정산금액이 어떻게 바뀌었을까를 확인가능하다.

Ⅳ. 분석결과

과 는 LNG, 중유, 석탄의 연료가격 변화에 따른 원자력

과 LNG발전의 정산단가 변화추이를 시뮬레이션하여 본 결과이다. 가령 에서 해당 그림의 맨 왼쪽에 있는 것과 같이 LNG 열량단가의 변화가

원자력발전의 정산단가에 미치는 영향을 분석한다면 입찰량에 대한 발전량

비율은 기간 평균값, 여타 발전연료의 열량단가는 기간 평균값을 취하여 로그

를 취해 사용하였다. 에서의 경우도 마찬가지 방법을 사용하되 이러

한 변화가 첨부발전원인 LNG 발전에 미치는 영향을 그림으로 표시한 것이다.


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기저발전기의 용량요금 조정실적을 반영한 회귀분석의 결과


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연료가격 변화에 따른 원자력발전의 정산단가 변화


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연료가격 변화에 따른 LNG 발전의 정산단가 변화


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회귀분석의 결과는 에 정리되어 있다. 원자력과 유연탄의 경우 여름

철 계절더미가 유의하게 나타나는데, 원자력은 7, 8월, 유연탄은 6, 7월이 유

의하다. 자기 연료가격과 정산단가와의 관계에 있어서 기저발전기 전체는 석

탄가격에, 일반발전기는 LNG와 중유가격에 양의 관계를 보이지만 정작 중유

만을 보았을 경우는 오히려 중유가격의 변화는 정산단가에 통계적 유의성을

보이지 않는 반면 LNG 가격에 통계적으로 유의한 영향을 받는 것으로 나타

나고 있다. 원전과 유연탄의 경우는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 원자력

의 경우, 석탄이나 중유가격상승은 그 정산단가를 높이고 있고, 유연탄의 경

우는 관련하여 타연료에 의한 인과관계가 통계적으로 유의한 수준에서 나타

나고 있지 않다. 이 결과는 남동발전의 경우, LNG가격의 상승이 심화되고 있

는 기간에도 다른 발전자회사의 경우와 달리 정산단가 (전기판매단가)의 변화

가 별로 나타나지 않는 이유를 설명하고 있다. 남동발전은 발전자회사 중 유

일하게 석탄발전의 비중이 타 발전자회사 평균인 65% 대를 훌쩍 넘어서는

86.6%를 보이고 있고 유연탄의 경우 타연료에 의한 인과관계가 통계적으로

유의한 수준에서 나타나고 있지 않다는 점에서 그 설명력을 갖는다고 하겠다.

LNG 발전의 경우는 여타 연료가격의 변화에는 영향을 받지 않는 것으로 나

타나고 있다.

이러한 분석은 여기까지의 분석만을 보면 본 연구의 시작 예상과는 상당히

다른 결과를 보여준다고도 할 수 있다. 즉 이러한 결과는 원자력의 경우, 자

기 정산단가 결정이 타연료와에 의해 영향을 받고 경쟁관계가 있을 것이라는

것이 용량요금의 결정요인 분석에서 예시된 것과는 다르다는 점이다. 하지만

더미 변수로 표시된 비용평가위원회의 회의시점과 정산단가에 미치는 영향부

분을 확인하여 보면 좀 더 다른 평가를 해 볼 수 있다는 점이다. 2004년 이후

기간 중 화석연료가격이 전반적으로 크게 상승하고 있다는 전제하에서 살펴

보면 전체 비용평가위원회의 더미변수 값은 2004년 9월 24일의 비용평가위원

회에 해당하는 더미 변수에 대한 t 값이 -1.943으로 94.2%의 유의수준을 갖는

것을 제외하면 모든 더미변수가 음의 값으로 유의하다는 점이다. 이는 화석연


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료의 전반적인 상승과정에서 일어난 비용평가위원회의 결정이 최소한 원자력

의 정산단가를 2004년 이후 2006년까지의 전 기간 평균하락 폭에 추가하여

지속적으로 하락시켜왔다는 것을 보여준다. 유연탄 역시 이 기간중 정산단가

의 평균적인 하락�

에너지경제연구 제7권 제2호 - KEEI...Barsky and Killian(2002, 2004)은 유동성 증가가...

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