< DB3F3BDC4C7B0C1A4C3A520BFACB1B C0BDBCBA20B0F8C6C7C0E5B0FA20C1A6C1D6C3E0C7F920B0F8C6C7C0E520B5C5C1F620C5C1B9DA20B5B5B8C5B0A1B0DDC0C720B5BFC5C2C0FB20C0CEB0FABCBA20BAD0BCAE2DC3D6C1BE2E687770>

Size: px

Start display at page:

Download "< DB3F3BDC4C7B0C1A4C3A520BFACB1B C0BDBCBA20B0F8C6C7C0E5B0FA20C1A6C1D6C3E0C7F920B0F8C6C7C0E520B5C5C1F620C5C1B9DA20B5B5B8C5B0A1B0DDC0C720B5BFC5C2C0FB20C0CEB0FABCBA20BAD0BCAE2DC3D6C1BE2E687770>"

승현 이
5 years ago
Views:

1 농업경영 정책연구제 44 권제 1 호 22 Korean Journal of Agricultural Management and Policy Volume 44, Number 1: 22-43, March 2017 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 * (Dynamic Causal Relationship Among Eumseong, Jeju Pork and Jeju Black Pork Scalding Wholesale Prices) 1) 김원태 (Won-Tae Kim)** This study analyzed dynamic causal relationship among Eumseong pork, Jeju pork and Jeju black pork scalding wholesale prices. Two different methods were used for the stationarity test: (1) ADF, PP, KPSS test without considering breakpoint and (2) Zivot-Andrews test considering breakpoint. The three pork wholesale prices were found to be non-stationary and FMD shock did not affect non-stationarity of the three series. Although Eumseong pork, Jeju pork and Jeju black pork wholesale prices are non-stationary in levels, Johansen cointegration test and VECM (vector error correction model) showed that the three prices were cointegrated, which implied that there existed a long- and short-run equilibrium relationship among the three prices. Granger-causality tests showed that the Jeju pork prices had a strong causal effect on the eumseong pork prices, but there was not any causal relationship between the Jeju black pork prices and the Eumseong pork prices. Furthermore the variance of Jeju black pork wholesale prices was different from the that of Eumseong and Jeju pork wholesale prices, and both Jeju black pork. Therefore the Jeju black pork wholesale prices should be excepted from the national average pork wholesale prices. Key words : Pork Scalding Wholesale Prices, Unit Root Test with a Breakpoint, Johansen Cointegration, VECM, Granger Causality * 이논문은 2016 년한국농식품정책학회하계학술대회발표내용및박사학위논문일부를수정 보완하여작성하였음. ** 한국농촌경제연구원연구원, 전라남도나주시빛가람로 601 한국농촌경제연구원, Tel : , wtkim@krei.re.kr

2 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 23 Ⅰ. 서론 우리나라의 1인당육류소비량은 2000년 31.9kg에서 2015년 46.8kg으로연평균 2.6% 증가하였다. 2000년대비 2015년부류별연평균 1인당소비량증가율은소고기 1.7%, 돼지고기 2.1%, 닭고기 4.4% 로나타나닭고기소비량이상대적으로크게증가하였다. 1) 1인당육류소비량에서차지하는돼지고기의비중은 2000년 51.7% 에서 2015년 48.1% 로 3.6%p 감소하였지만여전히가장비중이높은동물성단백질공급원이다. 농림축산식품부의 2015 농림생산지수에따르면 2015년양돈산업생산액은 6조 6,971억원으로전체농업생산액 44조 5,188억원의 15.0% 를점유하고있으며, 축산업생산액 19조 1,257억원의 35.0% 를차지하고있다. 한편, 육류소비가증가하면서햄, 소시지등육가공품의소비도증가하고있다 년부터 2014년까지햄, 소시지, 베이컨, 캔등의육류를이용한육가공품생산량은연평균 3.5% 증가하였다. 2) 그리고육가공품을생산하는육가공업체의국산원료육이용률은 73.8% 로매우높은수준을보이고있다. 3) 그러나 2000년이후육가공품의주요원료인국산돼지 4) 지육가격의상승폭이육가공품생산자물가지수와소비자물가지수상승폭을상회하고있어육가공업체의생산비부담으로작용하고있다. 5) 돼지고기도매시장은농협중앙회공판장 4개소와양돈농협공판장 3개소, 축협공판장 1개소, 민간도매시장 5개소등총 13개소가형성되어있다. 도매시장의가격형성기능은양돈농가의수익성과직결되어장기적으로돼지의사육마릿수및생산방법에도 1) 농림축산식품부의 농림축산식품주요통계 (2016) 에따르면부류별 2000 년 1 인당소비량은소고기 8.5kg, 돼지고기 16.8kg, 닭고기 6.9kg 이며, 2015 년 1 인당소비량은소고기 10.9kg, 돼지고기 22.5kg, 닭고기 13.4kg 이다. 2) ( 사 ) 한국육가공협회 14 개회원사의육가공품생산실적을검토한결과 2000 년부터 2014 년까지육가공품생산량의연평균증가율은햄 0.5%, 소시지 4.6%, 베이컨 11.2%, 캔 3.5% 등이며, 어류가포함된혼합소시지생산량은연평균 1.7% 증가하였다. 3) 육가공품별국산원료육이용률은소시지 77.6%, 햄 82.4%, 캔햄 90.5%, 혼합소시지 64.0% 등이며, 돼지고기삼겹살부위가공품인베이컨은전량수입원료육을사용하고있는것으로조사되었다. 허덕외 (2014), pp ) 육가공품원료육의 96% 가돼지고기를이용하고있으며절단또는지육상태로원료육을구매하고있는것으로조사되었다. 최지현외 (2011), p. 21; 허덕외 (2014), p ) 2000 년 ~2009 년돼지지육가격지수는연평균 6.5% 상승한반면소시지와햄및베이컨의생산자물가지수는연평균 3.8%, 3.5% 상승하는데머물렀으며, 동기간소시지와햄의소비자물가지수역시 5.5%, 5.2% 상승하였다. 허덕외 (2014), pp

3 24 김원태 영향을미치게된다. 따라서돼지고기도매시장이제대로본래의기능을수행하고있는가에대한연구가지속적으로이루어지고있다. 도매시장가격이수급상황, 지역별 등급별가격차별화등을효율적으로반영하고있는가는생산농가의사육의향과사업계획에매우중요한정보를제공하기때문이다. 한편양돈농가의조수입을결정하는기준가격역할을수행하던서울가락동축산물공판장이 2011년음성으로이전한이후음성공판장의지육거래가격이기준가격의역할을수행하고있다. 그러나박피와탕박등의도축방식에따라음성공판장으로유입되는돼지출하마릿수비중이높지않아과연기준가격으로합당한지에대한논란이발생하고있다. 6)7) 또한 2010년 11월 ~2011년 5월까지제주와전남지역을제외한전국에서발병되었던구제역 (FMD; Foot and Mouth Disease) 의영향으로 330여만마리의돼지가매몰처분되면서돼지도매가격이큰폭으로변동하였다. 당시양돈농가가격정산의기준가격은박피 (skinning) 가격이었으나박피가격은취급물량이적어출하마릿수의소규모변동에도가격이크게변동하는불안정성을내포하고있었다. 따라서안정적인가격에서원료육을확보하고자하는육가공업체들은정산의기준가격을박피에서탕박 (scalding) 으로전환할것을지속적으로주장하였다. 8) 그결과 2012년 1월부터농림축산식품부는탕박가격을정부대표가격으로지정하여관측및수급정책수립에활용하고있으며 2015년에는양돈수급위원회에서도기준가격을탕박으로전환할것을권고하였다. 그러나박피에서탕박으로기준가격을전환하는문제는양돈농가나육가공업체의수익과직결되는매우민감하고복잡한사안으로여전히답보상태를보이고있다. 6) 현재의돼지등급제도가도입된 2013 년 7 월이후 2016 년 6 월 30 일까지전국도매시장경락마릿수에서차지하는음성공판장거래비중은탕박 6.9%, 박피 24.0% 이다. 따라서거래비중이높은박피도매가격은전국기준가격으로작용하고있으나, 거래비중이낮은탕박도매가격은전국기준가격으로작용하는데한계를보이고있다. 이는전국돼지거래의기준가격이박피에서탕박으로전환되면서오직탕박만을취급하는제주축협공판장의돼지도매가격이전국평균도매가격에포함됨에따라발생한현상이다. 7) 심사위원께서지적하신육가공업체와의거래비중이증가하여도매시장거래물량이감소한점역시도매가격의기준가격역할수행에장애요인이라는지적에동의하며, 그럼에도불구하고육가공업체는계약농가와의정산시전국도매시장박피평균가격을기준가격으로사용하고있다. 8) 박피 (skinning) 는도축과정에서사람이나기계의힘을이용하여돼지의가죽을벗기는작업방식이며, 탕박 (scalding) 은도축과정에서돼지의가죽을벗기지않고뜨거운물에넣거나물을분사하여털을뽑는작업방식을말한다.

4 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 25 이에육가공업체들은박피가격공시중단과탕박평균가격설정시제주축협공판장의가격을제외할것을주장하고있다. 박피가격공시중단은박피의거래량이미미하여기준가격으로서의기능을상실한상황에서양돈농가들도납득하고있다. 9) 탕박평균가격에서제주도가격을제외하는문제는양돈농가수취가격을하락시킬것이라는주장과제주흑돼지가포함되어있어전국평균가격을왜곡시키고있다는주장이대립하고있으나이에대한이론적검토가부족한상황에서소모적인논쟁이지속되고있다. 본연구는제주축협공판장의탕박가격이그동안기준가격의역할을수행하던음성공판장탕박가격과일물일가를이루고있는지, 두시장간가격이장기적으로균형을이루고있는지와어느시장이탕박가격을주도하고있는지에대해살펴보고제주축협공판장가격을전국평균가격에서제외하여야하는가, 존속시켜야한다면개선방안은무엇인지모색하고자한다. 축산부문에서시장효율성과시장간인과관계에대한선행연구로는권용덕 최규섭 (1998), 정민국 허덕 (2000), 이병기 (2001), 양승룡 (2003), 김민경 구경민 (2013) 등이있다. 정민국 허덕 (2000) 은소고기산지가격과도매가격사이의인과관계분석에서제외되었던송아지가격을분석대상에포함하여소고기산지가격과도매가격모두송아지가격에영향을미치고있어기존에시행중인송아지안정제및다산장려금등의정책과함께소고기소비지시장의안정을위한다양한정책개발이필요함을주장하였다. 돼지고기가격의동태적인과관계에대한분석은대부분산지가격, 도매가격, 소매가격으로이어지는유통단계별인과관계에대한분석에집중되어있다. 이병기 (2001) 는벡터오차수정모형을이용하여돼지고기소매가격은자돈가격, 양돈사료가격, 소고기가격등가격및비용변수의충격이돼지사육마릿수와도축마릿수등수량변수의충격보다상대적으로더큰영향을미치고있음을보였다. 돼지산지가격은등외를제외한전국평균지육 ( 도매 ) 가격에정육율과지급률을곱하여계산하므로도매가격과강한인과관계를보일수밖에없으며, 양승룡 (2003) 의연구에서도산지가격과도매가격은서로영향을주고받는것으로나타나고있다. 김민경 구경민 (2013) 은구조변화를고려한유통단계별돼지고기가격의단위근검정결과구제역이돼지고기시장에구조변화를발생시켰으나가격의안정성여부에는영 9) 축산물품질평가원자료에의하면 2015 년등급판정마릿수 1,588 만 4,114 마리에서박피마릿수는 38 만 3,521 마리로 2.4% 의비중을보이고있다.

5 26 김원태 향을미치지못하였다고분석하였다. 또한벡터오차수정모형을통해구제역이단기적으로는돼지고기가격하락에상당한영향을미쳤으나장기적으로는구제역의영향이축소되어장기균형관계를회복하였으며, 기존연구와는달리장기적으로소비자가격이도매가격과산지가격을선도하고있음을밝혔다. 지역별로분산되어있는돼지고기도매시장간가격의흐름이서로영향을주고받는가에대한연구도이루어지고있다. 자원이효율적으로배분된다면도매시장간공간적통합이이루어지게되며이는시장간가격의움직임으로나타나게될것이다. 권용덕 최규섭 (1998) 은공적분검정을통해서울, 부산, 대구등 3개지역돼지고기도매시장의시장간인과성을분석한결과서울과부산은단기적인과관계가존재한다는점을밝혔다. 대부분의선행연구들은돼지고기가격의동태적인과성을도매시장과산지시장, 도매시장간, 도매시장과소매시장등의분석에초점을맞추고있다. 그러나기존연구들은 2012년이전까지박피를기준가격으로활용하여작성된가격자료를분석한것으로, 탕박만을취급하는제주축협공판장의가격에대한분석은제외되어있다. 본연구는돼지정산의기준가격이탕박으로전환된 2012년이후의가격자료를기초로음성공판장과제주축협공판장도매가격사이의동태적인과관계를분석한다는점에서선행연구와차별성을지닌다. 본연구는농협음성공판장과제주축협공판장의돼지탕박도매가격을이용하여가격및분산의동일성을검정하였으며시계열자료의안정성을판별하는단위근검정시구조적변화를고려한단위근검정을추가하였다. 그리고벡터오차수정모형을이용한 Granger 인과성검정을이용하여두시장가격간의인과관계를분석하였다. 제주축협공판장의평균도매가격은일반돼지와흑돼지를함께취급하고있기때문에제주축협공판장의일반돼지도매가격과흑돼지도매가격에대해서도동일한검정을시행하였다. 또한제주축협일반돼지도매가격및흑돼지도매가격과음성공판장돼지도매가격간의인과성분석도함께시행하여제주축협공판장돼지도매가격이전국평균도매가격에서제외되어야한다는주장이이론적으로타당한지를분석하였다. Ⅱ. 분석자료 본연구의분석에사용될가격자료는농림축산식품부에서정부의돼지고기대표가격을박피에서탕박으로전환한 2012년 1월 2일부터 2016년 6월 25일까지축산물품질평

6 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 27 가원에서발표한농협음성공판장과제주축협공판장의돼지탕박지육 1kg당도매가격이다. 거래단위는분석에필요한충분한자료의확보를위해주간평균가격을사용하였으며분석자료의수는 234개이다. 음성공판장의경우경매가이루어지지않았던주의경매가격은 1주전의가격을사용하였다. 또한제주축협공판장의도매가격은일반돼지와흑돼지를함께평균하여발표하고있어이를분리하기위해일반돼지도매가격과흑돼지도매가격을구분하여사용하였다. < 그림 1> 은분석기간인 2012년 1월부터 2016년 6월까지음성공판장과제주축협공판장탕박주간도매가격의변동추이를나타낸것이다. 시각적으로음성과제주축협일반돼지탕박도매가격은서로비슷한추세로움직이는것을발견할수있으나, 제주축협흑돼지도매가격은변동폭이크고추세도다른것으로나타나고있으며이러한경향은 2015년이후더욱확대되고있다. 이러한추이는가격의평균과분산동일성검정과공적분검정에서보다자세하게확인할수있다. < 그림 1> 음성공판장과제주공판장탕박도매가격추이 분석대상시계열자료의기초통계를 < 표 1> 에정리하였다. 탕박지육가격의기초통계량을보면평균값은제주축협흑돼지도매가격이가장높게나타나고있다. 분석기간의음성공판장돼지탕박평균도매가격은 4,147원 /kg으로제주축협일반돼지탕박평균도매가격 5,055원 /kg보다 18.0% 낮으며, 제주축협흑돼지탕박평균도매가격 6,526원 /kg보다 36.5% 낮은수준이다. 제주축협일반돼지도매가격이음성공판장도매가격보

7 28 김원태 다높게형성되는이유는제주도의청정이미지와관광객증가 10) 에따른제주산돼지고기수요증가, 작은돼지를선호하는제주도소비자의수요특성에따라발생하는육지보다낮은등급간가격격차등으로파악된다. 11) 시계열자료의흩어짐정도를나타내는표준편차와가격의분산정도와변동폭을나타내는변이계수, 진폭계수도제주축협흑돼지도매가격이가장크게나타났다. 반면제주축협일반돼지도매가격의변이계수와진폭계수는다른표본보다상대적으로안정적인것으로나타났다. 왜도는시계열분포의대칭도를측정하는것으로서정규분포와같은대칭분포의왜도는 0이다. 왜도의계측결과제주축협흑돼지도매가격은 0.26으로오른쪽으로길게분포하는반면음성공판장과제주축협일반돼지지육가격은상대적으로 0에가까운대칭분포형태를보이고있다. 첨도는시계열분포의높이및평평함을측정하는것으로정규분포의첨도는 3이다. 첨도의계측결과탕박지육가격은모두 3보다작게나타나정규분포에비해평평한분포를하고있으며, 제주축협흑돼지가격이 2.83으로다른가격자료보다상대적으로정규분포에가까운것으로나타났다. 그리고표본의정규성을검정하는 JB(Jarque-Bera) 검정결과분석대상시계열자료는모두정규성이기각되고있다. 12) < 표 1> 돼지탕박지육가격에대한기초통계량 지육가격 ( 원 /1kg) 구분 음성 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 평균 4,147 5,055 6,526 중위 4,159 5,116 6,530 최대 6,032 7,257 10,677 최소 2,342 3,081 3,887 10) 제주도관광객수는 2011년 874만명에서 2015년 1,366만명으로연평균 9.3% 증가하였다. 11) 현재의등급기준이적용되기시작한 2013년 7월부터 2016년 6월까지음성공판장의 1 + 등급과 2등급탕박도매가격격차는 11.2% 인반면, 제주축협공판장의 1 + 등급과 2등급탕박도매가격격차는 3.4% 에불과하다. 한편, 음성공판장의 1 + 등급비중은 23.7%, 2등급은 43.7% 인반면, 제주축협공판장의 1+ 등급비중은 16.4%, 2등급은 58.7% 로육지에비해등급이낮게나타나고있다. 12) JB검정통계량은 으로정의되며, S는왜도, K는첨도를나타낸다. 정규분포의경우 S=0, K=3이므로 JB통계량의값은 0이된다.

음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 29 지육가격 ( 원 /1kg) 구분 음성 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 표준편차 828.7 861.7 1,350.9 왜도 (Skewness) 0.07 0.08 0.26 첨도 (Kurtosis) 2.30 2.58 2.83 JB(Jarque-Bera) 4.96 1.93 2.97 변이계수 (%) 20.

8 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 29 지육가격 ( 원 /1kg) 구분 음성 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 표준편차 ,350.9 왜도 (Skewness) 첨도 (Kurtosis) JB(Jarque-Bera) 변이계수 (%) 진폭계수 (%) 관측치 주 : 변이계수는표준편차 / 평균 100, 진폭계수는 ( 최고가격-최저가격 )/ 최저가격 100. < 그림 2> 음성공판장과제주공판장돼지경락마릿수추이 < 그림 2> 는분석기간음성공판장과제주축협공판장의주간경락마릿수추이를나타낸것이다. 음성공판장의주간평균탕박경락마릿수는 1,431마리로제주축협일반돼지주간평균탕박경락마릿수 4,196마리의 34.1% 에불과하다. 반면제주축협흑돼지주간평균탕박경락마릿수는 714마리로제주축협일반돼지주간평균탕박경락마릿수의 17.0%, 음성공판장주간평균탕박경락마릿수의 49.9% 수준이다. 경매물량의변동성을비교할수있는변이계수는제주축협공판장탕박일반돼지가 0.20으로제주축협공판장탕박흑돼지의 0.30, 음성공판장탕박돼지의 0.61보다낮아제주축협

9 30 김원태 일반돼지의주간경락마릿수변동폭이가장적은것으로나타났다. 이와같이제주축협공판장탕박일반돼지는비교대상인음성공판장돼지와제주축협공판장흑돼지에비하여경락마릿수비중도크고변동폭도작으며, 도매가격도안정적인추세를보이고있다. Ⅲ. 분석방법 본연구에서음성공판장과제주축협공판장돼지탕박지육가격사이의동태적인과성분석은다음의순서에따라진행된다. 먼저두시장에대해가격및분산의동일성을검정하여제주축협공판장도매가격이음성공판장도매가격보다평균적으로높고안정적인지를분석한다. 그리고각시계열자료의정상성을판별하는단위근및공적분검정을시행한후두시장간에일물일가의법칙이성립되는지검정한다. 마지막으로어느시장가격의과거변화가다른시장가격의변화에설명력을가지는지여부에대해 Granger 인과관계를검정한다. 1. 가격및분산의동일성검정 농협음성공판장의탕박도매가격과제주축협공판장의탕박도매가격사이의평균과분산이동일하다는가설을검정한다. 평균에대한가설은 t-검정, 분산이동일하다는가설은 F-검정을이용하여단측검정을실시한다. 평균과분산에대한동일성검정은식 (1) 과 (2) 와같다. (1) 검정통계량 여기서 = 공판장의평균가격, = 공판장의평균가격, = 평균간차이의표준편 차, = 공판장가격의표본수, = 공판장가격의표본수이다.

10 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 31 (2) 검정통계량 여기서 = 높은가격의분산, = 낮은가격의분산, = 의표본분산, = 의표 본분산을나타낸다. 2. 단위근및공적분검정 시계열자료가안정적인지를판별하기위하여단위근검정을실시한다. 만약시계열자료가안정성 (stationarity) 을갖지못하는비정상적인상태에서회귀분석을실시하면귀무가설을잘못기각하는허구적회귀 (spurious regression) 를초래하게된다. 따라서원시계열에단위근이존재하면차분이나추세제거를통해시계열의비정상성을제거하여야한다. 본연구에서는 시계열이단위근을가지고있다 라는귀무가설 ( ) 에대해 Augmented Dicky-Fuller(ADF) 검정과변수의확률오차항이자기상관과이분산성을가진것으로판단될때사용하는 Phillips-Perron(PP) 검정을사용한다. 또한시계열자료의정상성을분석하는 KPSS(Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin) 검정도함께사용한다. PP검정은 ADF검정이가정하고있는오차항의 정규분포와는달리오차항이약종속성 (weakly dependent) 및이분산성을가지고있을때사용할수있다. 따라서 PP검정은확률오차항이자기상관과이분산을갖는비정규성을상정하여표준오차가수정된 t-값을사용한다. 한편 Perron(1989) 은구조변화와단위근이밀접하게연관되어있으며, 전통적인단위근검정은구조적변화를동반한시계열자료가추세안정적 (trend stationary) 이라면단위근이존재하지않는다는편견을갖기쉽다고주장하였다. 이러한의견은구조변화가존재할때의다양한단위근검정방법의개발을촉진하였다 (Perron, 1989; Perron and Vogelsang, 1992; Zivot and Andrews, 1992). 본연구에서는시계열자료의구조변화를고려하여식 (3) 의 Zivot and Andrews 검정방법을사용한다. Zivot and Andrews(1992) 는절편의변화와시간추세의기울기변화를고려하기위해가변수 (dummy variable) 를사용하여시계열의안정성을검정하였다.

11 32 김원태 (3) 여기에서 는검정기간내의잠재적구조변화시점 에서발생한평균값의변화 를나타내며, 는추세이동을나타내는가변수로이들두변수는다음과같이정의 된다. if if if if Zivot and Andrews는식 (3) 에서 인귀무가설에대한 t-통계량이최소가되는분기점을잠재적구조변화시점으로채택할것을제안하였다. 만약단위근검정결과음성과제주축협공판장도매가격이각각단위근을가지고있는것으로판단되는경우에도두시계열사이에안정적인시계열을생성하는선형결합이존재할수있다. 이경우두시장가격은단기에는상호괴리를보이지만장기적으로는일정한수준으로수렴하는공적분관계를가지게되며두시장간일물일가의법칙이성립할수있다. 또한두공판장도매가격간에공적분관계가존재하는지에대하여식 (4) 의벡터오차수정모형 (VECM) 을이용하여요한슨공적분검정을실시한다. (4) 위식에서행렬 의계수 (rank) 는공적분벡터의수와동일하므로요한슨공적분검정은행렬 의계수에대한검정으로이루어지며, 행렬 의계수에대한검정은행렬의계수가특성근 (characteristic roots) 의수와같다는점에의거하여최대고유근 (maximum eigenvalue, max ) 검정을이용한다. 본연구에서는모형에포함되는가격변수가 2개이므로행렬 의계수가 1인경우공적분관계가성립한다고할수있으며, 이경우공적분벡터가 (1-1) 이라면두시장간일물일가의법칙이성립하게된다.

12 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 Granger 인과관계 (causality) 검정 인과관계검정은어느시장가격의과거변화가다른시장가격의변화에영향력을가지고있는지의여부를분석하는것이다. 두시계열간공적분관계가존재한다면두시장가격은벡터오차수정모형으로표현할수있으며 (Engle and Granger, 1987), 두시장가격사이의인과성검정은다음과같은벡터오차수정모형을이용하였다. (5) (6) 여기에서 와 는각각 와 를차분한값이고 와 은각각 와 의시차값이다. 그리고 은오차수정항 이다. 오차수정항의계수 과 는장기균형에서이탈한불균형오차 가 와 에얼마나빨리균형상태로복귀하게되는가를의미하는속도조정계수 (speed adjustment coefficient) 를나타낸다. 만약 와 를각각제주축협공판장도매가격과음성공판장도매가격이라고가정할때, 과 의귀무가설이기각된다면제주축협도매가격이음성도매가격에영향을준다는것을의미하며, 반대의경우에는음성공판장도매가격이제주축협공판장도매가격에영향을미치고있음을의미한다. Ⅳ. 분석결과 1. 가격분포의동등성검정결과 < 표 2> 는음성공판장과제주축협공판장에서경매되는돼지탕박도매가격의평균과분산의동등성에대한검정결과이다. 먼저분석대상도매가격이 평균적으로동일하다 는귀무가설에대해 t-통계량을이용하여검정하였다. 검정결과모든분석대상에서평

13 34 김원태 균가격이같다는귀무가설이기각되었다. 이는위의 < 표 1> 의기초통계량에서이미예견된것으로분석기간의제주흑돼지평균도매가격이음성공판장보다 2,380원 /kg, 제주일반돼지보다 1,471원 /kg 높기때문으로사료된다. < 표 2> 가격평균과분산의동등성검정결과 음성 제주축협일반돼지 음성 제주축협흑돼지 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 평균 ** ** ** 분산 ** 2.46 ** 주 : 각수치는 t 값이며 *, ** 는각각 5%, 1% 유의수준에서통계적으로유의함. 다음으로돼지탕박도매가격이 분산이동일하다 는귀무가설에대한 F-검정결과음성공판장도매가격과제주축협일반돼지도매가격의분산은귀무가설을기각하지못하여가격의분산이동일한것으로나타났다. 그러나제주축협흑돼지도매가격과음성공판장도매가격및제주축협일반돼지도매가격의분산은모두 1% 유의수준에서귀무가설이기각되어분산이동일하지않은것으로판명되었다. 이로미루어볼때제주축협흑돼지도매가격은분석대상의다른모든도매가격과평균과분산이달라시장간균형상태가존재하기어려운것으로판단되며, 이는일물일가법칙의검정과 Granger 인과성검정에서도나타나고있다. 2. 단위근및공적분검정결과 분석대상시계열자료가안정적인지를검정하기위하여 ADF(Augmented Dickey- Fuller) 검정, PP(Phillips-Perron) 검정, KPSS(Kwiatkowski, Phillips, Schmidt and Shin) 검정방법을사용하였다. 검정모형은상수항과추세항의포함여부로구분하였으며시차는 AIC(Akaike Information Criteria) 기준을적용하였다. < 표 3> 에서보는바와같이음성공판장과제주축협공판장의탕박도매가격은검정방법및추세항포함여부에따라단위근의존재여부가차이를보이고있다. ADF검정과 PP검정에서상수항을고려한검정에서는음성공판장과제주축협흑돼지도매가격에서단위근이존재한다는귀무가설을기각하지못하여불안정시계열로나타

14 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 35 났으나제주축협일반돼지도매가격은 5% 유의수준에서귀무가설이기각되어안정시계열로나타났다. 반면추세항을포함한검정에서는음성공판장과제주축협일단돼지도매가격에서귀무가설이기각되어안정시계열로나타났으나제주축협흑돼지도매가격은귀무가설을기각하지못하여불안정시계열로분석되었다. 시계열의정상성을검정하는 KPSS검정에서는상수항을고려한검정과추세항을포함한검정모두단위근이존재하지않는다는귀무가설이기각되어음성공판장과제주축협공판장도매가격은단위근이존재하는비정상시계열로나타났다. 즉, 제주축협흑돼지도매가격은 ADF검정, PP검정, KPSS검정모두불안정시계열로나타났으며, 음성공판장도매가격과제주축협일반돼지도매가격은 ADF검정과 PP검정에서안정시계열로나타났으나시계열의정상성을검정하는 KPSS검정에서는불안정시계열로나타났다. < 표 3> 단위근검정결과 ADF검정 PP검정 KPSS검정 절편 추세포함 절편 추세포함 절편 추세포함 음성공판장 ** ** ** * 제주일반돼지 * * * * ** * 제주흑돼지 ** * 주 : 1) ADF와 PP검정임계치 절편 : 1%= %= , 추세포함 : 1%= %= ) KPSS검정임계치 절편 : 1%= %= , 추세포함 : 1%= %= ) *, ** 는각각 5%, 1% 유의수준에서통계적으로유의함. 단위근검정결과검정방법에따라음성공판장과제주축협일반돼지도매가격의단위근존재여부가다르게나타나고있기때문에분석기간내에급격한구조변화가발생하였는지여부를검토하기위하여 Zivot-Andrews검정을수행하였다. 구조변화에대한정보가부족할경우절편과기울기의변화를모두고려한모형의검정력손실이적은것으로알려져있어 (Sen, 2003; 김민경 구경민, 2013) 본논문에서는절편과기울기의변화를포함한모형만을분석하였다. < 표 4> 의분석결과에의하면음성공판장도매가격과제주축협일반돼지도매가격은 2014년 2월에구조변화가발생하였으며임계치와비교한결과구조변화에도불구하고

15 36 김원태 단위근이존재한다는귀무가설을기각하지못하는불안정시계열로나타나, 앞서시행한단위근검정방법인 KPSS검정결과와일치하였다. 한편제주축협흑돼지도매가격은 2012년 9월중순에구조변화가발생하였으나단위근이존재한다는귀무가설을기각하지못하는불안정시계열로나타나구조변화를고려한단위근검정결과음성공판장과제주축협탕박도매가격은모두불안정시계열로판명되었다. < 표 4> Zivot-Andrews 단위근검정결과 시차 T값 break point 음성공판장 : 5주 제주축협일반돼지 : 6주 제주축협흑돼지 : 37주 주 : 1) Zivot-Andrews검정임계치 1%= %= ) 시차는 Modified AIC의의해결정 구조변화를고려한단위근검정결과원시계열자료가불안정시계열로나타남에따라원시계열자료를 1차차분하여정상성여부를검토하였다. 그결과 < 표 5> 와같이 ADF 검정과 PP검정, KPSS검정모두상수항과추세포함모형에서단위근이존재한다는귀무가설 을 1% 유의수준에서기각하고있다. 따라서음성공판장과제주축협공판장의탕박도매가격은 1차차분에의해안정성을갖는 변수로판명되었다. < 표 5> 1차차분단위근검정결과 ADF검정 PP검정 KPSS검정 절편 추세포함 절편 추세포함 절편 추세포함 음성공판장 ** ** ** ** ** ** 제주일반돼지 ** ** ** ** ** ** 제주흑돼지 ** ** ** ** ** ** 주 : 1) ADF와 PP검정임계치 절편 : 1%= %= , 추세 : 1%= %= ) KPSS검정임계치 절편 : 1%= %= , 추세포함 : 1%= %= ) *, ** 는각각 5%, 1% 유의수준에서통계적으로유의함.

16 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 37 < 표 6> 은분석대상가격의원시계열이 변수임을이용하여분석한요한슨공적분검정결과이다. 본연구는두시장가격변수로이루어진이변량벡터오차수정모형 (VECM) 을사용하였기때문에공적분검정결과는하나의공적분이존재하거나공적분관계가존재하지않는두가지가능성을가지고있다. 최대고유근 검정결과모든분석대상에서공적분이없다 는귀무가설이 1% 유의수준에서기각되는반면공적분이적어도하나 라는귀무가설은기각하지못하고있다. 따라서분석대상도매가격사이에는하나의공적분벡터가존재하고있으며, 이는분석대상도매가격간에장기적으로안정된가격을형성하고있다는것을의미한다. < 표 6> Johansen 공적분검정결과 구분 Hypothesized No. of CE(s) Max-Eigen Statistic 유의수준 5% 1% 음성제주축협일반돼지음성제주축협흑돼지제주축협일반돼지제주축협흑돼지 None ** At most None ** At most None ** At most 주 :*, ** 는각각유의수준 5%, 1% 에서귀무가설이기각됨을의미함. 3. 일물일가검정결과 분석대상가격자료의원시계열이모두 변수이고공적분관계가존재하기때문에벡터오차수정모형 (VECM) 을이용하여공적분벡터가 (1-1) 이라는귀무가설을검정하였다. < 표 7> 은각도매가격별일물일가의법칙에대한검정결과이다. 검정결과음성공판장과제주축협공판장탕박도매가격뿐만아니라제주축협공판장의일반돼지와흑돼지탕박도매가격사이에도일물일가가성립하지않았다. Fama(1970) 에효율적시장가설에의하면효율적시장은시장정보의처리가효율적으로이루어지는시장으로서어느시점에서관찰되는상품의가격은그시점에서이용할수있는모든정보에대한정확한평가에기초하고있으며가격은이용가능한모든정보를반영하고있다. 만약시장이효율적이라면음성과제주축협공판장탕박도매가

17 38 김원태 격간에는일물일가가성립되어야한다. 제주도는 2002년돼지전염병인오제스키병이육지에서확산됨에따라청정제주의이미지저하및수출중단을우려하여육지로부터돼지콜레라예방접종돼지와부산물의반입을중단하고있다. 그러나제주산돼지의육지반출은허용하고있어일물일가가성립하기어려운시장구조를지니고있다. 따라서음성공판장과제주축협공판장도매가격이일물일가가성립하지않는다는점은예견된결과이다. < 표 7> 일물일가성립검정결과 구분 LR-검정 검정결과 음성 제주축협일반돼지 ** 기각 음성 제주축협흑돼지 ** 기각 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 ** 기각 주 :*, ** 는각각유의수준 5%, 1% 에서귀무가설이기각됨을의미함. 4. Granger 인과관계 (causality) 검정결과 공적분검정결과음성공판장과제주축협공판장탕박도매가격사이에는장기적인균형관계를이루고있어하나의시장이다른시장을선도하거나두시장이서로영향을주고받는다는인과관계가성립한다는것을알수있다. 따라서정확한인과관계의방향을판단하기위해 Granger 인과성검정을수행하였다. < 표 8> Granger 인과성검정결과 구분귀무가설시차 LR- 검정 음성제주축협일반돼지음성제주축협흑돼지제주축협일반돼지제주축협흑돼지 음성 제주축협일반돼지 제주축협일반돼지 음성 ** 음성 제주축협흑돼지 제주축협흑돼지 음성 제주축협일반돼지 제주축협흑돼지 * 제주축협흑돼지 제주축협일반돼지 * 주 :*, ** 는각각유의수준 5%, 1% 에서귀무가설이기각됨을의미함.

18 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 39 < 표 8> 의 Granger 인과성검정결과음성공판장의탕박도매가격은제주축협일반돼지도매가격에영향을받고있는것으로분석되었다. 이는제주축협공판장의경매마릿수가전국경매마릿수의 22.8% 를점유하여물량교섭력이매우크고제주축협평균도매가격역시음성공판장도매가격과전국평균도매가격보다높기때문으로사료된다. 13) 또한제주축협일반돼지도매가격은제주축협흑돼지도매가격과서로영향을주고받는것으로나타났다. 그러나제주축협흑돼지도매가격과음성공판장도매가격은 Granger 인과관계가유의하지않은것으로분석되었다. 이는앞에서살펴본제주축협흑돼지도매가격의평균과분산이다른도매가격과일치하지않았고일물일가도성립하지않는다는연구결과와함께제주축협흑돼지도매가격이전국평균도매가격에포함되어야하는지의구심을갖게한다. 따라서돼지탕박전국평균도매가격산정에서제주축협일반돼지는포함시키고제주축협흑돼지는제외하는것이바람직할것으로판단된다. 5. 양돈농가소득변화분석 위에서살펴본바와같이돼지탕박전국평균도매가격에서제주축협흑돼지도매가격을제외하였을때, 2015년을기준으로양돈농가의소득이얼마나감소하게되는지분석하고자한다. 분석방법은축산물품질평가원에서제공하고있는전국평균도매가격및제주축협제외전국평균도매가격을본연구에서계산한제주축협일반돼지포함전국평균도매가격과비교하기로한다. 제주축협일반돼지가포함된전국평균도매가격은식 (7) 의방법으로계산하였다. (7) 여기서 와 는제주축협제외전국평균도매가격과경락마릿수, 와 는제주 축협일반돼지도매가격과경락마릿수를의미한다. 14) 13) 2016 년 1 월 ~6 월전국돼지경매마릿수는 52 만 9,248 마리이며, 제주축협공판장의경매마릿수는 12 만 813 마리이다. 동기간전국평균탕박도매가격은 4,548 원 /kg 이며음성공판장도매가격은 4,429 원 /kg, 제주축협일반돼지도매가격은 5,068 원, 제주축협흑돼지도매가격은 원 /kg 이었다. 14) 2015 년 1~12 월제주축협을제외한전국평균도매가격은 4,585 원 /kg, 경락마릿수는 82 만

19 40 김원태 식 (7) 을통해계산된제주축협일반돼지를포함한 2015년전국평균돼지탕박도매가격은 4,841원 /kg으로기존의전국평균도매가격 4,939원 /kg보다 98원낮지만제주축협돼지도매가격을제외한전국평균도매가격 4,585원 /kg 보다는 256원높았다. 이를비육돈마리당가격으로환산한농가수취가격은제주일반돼지를포함하였을경우 40만 8,425원으로기존의농가수취가격 41만 6,703원보다 8,279원낮지만제주산돼지를모두제외하였을때의 38만 6,836원보다 2만 1,588원높았다. 비육돈마리당농가수취가격을기준으로 2015년양돈업생산액을추정한결과현행전국평균탕박도매가격을사용하였을경우 6조 6,190억원으로추정되며 15), 제주산돼지를제외한평균도매가격을사용하면 6조 1,446억원으로나타났다. 그러나제주축협일반돼지를포함한평균도매가격을기준으로분석한결과 2015년양돈업생산액은 6조 4,875억원으로기존평균가격을사용하였을때보다 1,315억원감소하지만, 제주산돼지도매가격을제외한평균가격을사용할때보다 3,429억원증가하는것으로나타났다. < 표 8> 제주축협일반돼지포함시양돈농가소득변화 (2015 년기준 ) 전국평균 (A) 제주제외 (B) 일반돼지포함 (C) (B)-(A) (C)-(A) (C)-(B) 지육가격 ( 원 /kg) 농가수취가격 ( 원 / 마리 ) 양돈생산액 ( 억원 ) 4,939 4,585 4, , , ,425-29,867-8,279 21,588 66,190 61,446 64,875-4,744-1,315 3,429 주 :1) 농가수취가격은농협축산정보센터의경락가격 ( 원 / 지육kg) 생체중 (110kg) 지육율 (76.7%) 을사용하였음. 2) 양돈생산액은농가수취가격을 2015년등급판정마릿수 1,588만 4,114마리로곱하여산출됨. 4,153 마리이며, 제주축협일반돼지도매가격은 5,910 원 /kg, 경락마릿수는 19 만 7,248 마리였다. 15) 농림축산식품주요통계 (2016) 에따르면 2015 년양돈농가수취가격은 417 천원으로본연구와비슷하지만, 양돈업생산액은 6 조 9,671 억원으로본연구와 3,481 억원의차이를보이고있다. 이는농림축산식품주요통계의경우조사연도연말과전년연말의사육마릿수차이를양돈업생산액에포함시키기때문이다.

20 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 41 Ⅴ. 요약및결론 본연구의목적은제주축협돼지탕박도매가격을전국평균탕박도매가격에서제외하여야한다는주장에대해이론적타당성을검토하는것이었다. 이를위해농협음성축산물공판장의돼지탕박도매가격과제주축협축산물공판장의돼지탕박도매가격간의가격분포, 일물일가등을검정하고, 동태적인과관계를분석하였다. 또한제주축협공판장에출하되는돼지가격을일반돼지도매가격과흑돼지도매가격으로구분하여음성공판장도매가격과의 Granger 인과관계를검정하였으며연구결과는다음과같다. 첫째, 가격분포의동등성검정결과두시장간도매가격의평균은모두동일하지않은것으로나타났지만제주축협흑돼지도매가격을제외한음성공판장, 제주축협일반돼지도매가격의분산은동일한것으로분석되었다. 둘째, 구조변화를고려한단위근검정결과음성공판장도매가격과제주축협공판장도매가격은모두비정상시계열 로나타났으나, 요한슨공적분분석에서두시장의도매가격이공적분관계를형성하고있어음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격간에는장기적인균형관계가존재하고있다. 셋째, 일물일가검정결과음성공판장도매가격과제주축협공판장도매가격사이에는일물일가가성립하지않았다. 이는제주특별자치도내로돼지콜레라예방접종을실시한육지돼지및부산물이반입될수없는비정상적시장구조에기인한것으로사료된다. 한편동일시장에서거래되는제주축협일반돼지와흑돼지도매가격사이에도일물일가가성립되지않았다. 넷째, 인과성검정결과제주축협의일반돼지도매가격은음성공판장도매가격에일방적인영향을미치고있으며, 제주축협일반돼지도매가격과제주축협흑돼지도매가격은서로영향을주고받는것으로분석되었다. 그러나제주축협흑돼지도매가격과음성공판장도매가격은 Granger 인과관계가존재하지않는것으로나타났다. 본연구결과제주축협일반돼지탕박평균도매가격과음성공판장돼지탕박도매가격사이에는가격의분산이동일하고공적분관계가존재하여장기적균형을이루고있으며, 두시장간 Granger 인과관계가존재하는것으로밝혀졌다. 따라서전국평균탕박도매가격에서제주축협도매가격이제외되어야한다는주장은타당성이약한것으로사료된다. 다만제주축협공판장에출하되는돼지를일반돼지와흑돼지로구분하여분석한결과제주축협흑돼지도매가격은음성공판장도매가격및제주축협일반돼지도매가격과분산이다르고일물일가도성립하지않으며두시장간 Granger 인과관계도존재

21 42 김원태 하지않기때문에전국평균탕박도매가격산정에서제외되어야할것으로판단된다. 따라서전국평균돼지탕박도매가격산정시제주축협평균도매가격을제외할것이아니라제주축협흑돼지도매가격을제외하고제주축협일반돼지도매가격은포함시키는것이바람직할것으로사료된다. 한편, 제주축협흑돼지도매가격을전국평균도매가격에서제외할경우비육돈마리당농가수취가격은 8,279원감소하고, 양돈업생산액은 1,315억원감소하는것으로나타났다. 그러나제주축협돼지도매가격을모두제외하였을때보다비육돈마리당농가수취가격은 21,588원상승하고, 양돈업생산액은 3,429억원증가하는것으로분석되었다. [ 원고접수일 : ; 1 차수정일 : ; 최종원고접수일 : ] 참고문헌 권용덕 최규섭, 육류도매시장의통합성검정과가격의동태적연계성분석 : 공적분검정방법을중심으로, 농업경제연구, 39(2): 37-62, 김민경 구경민, 구제역과돈육가격관계, 농업경영 정책연구, 40(3): , 농림축산식품부, 농림생산지수(2015), 2016., 농림축산식품주요통계(2016), 양승룡, 축산물가격의인과성검정 : 사료곡물에서소매단계까지, 농업경제연구, 44(2): , 이병기, 축산물가격의동태적조정과시사점 : 돼지고기가격의변동요인분석, 농업경제연구, 42(1): 63-83, 정민국 허덕, 유통단계별쇠고기가격의인과성분석, 농촌경제, 23(1): 55-66, 정민국 이창범 우병준 송우진 지인배 이명기 남경수, 물가안정을위한축산물과축산식품유통체계구축연구 (2/4차연도) R 678, 한국농촌경제연구원, 지인배 황윤재 이형우 한봉희, 한우와돼지고기수요변화요인분석, 한국농촌경제연구원, 최지현 조소현, 육가공산업의중장기발전방안 R 633-1, 한국농촌경제연구원, 허덕 정민국 송우진 김현중 김진년 서강철 이용건, 물가안정을위한축산물과

22 음성공판장과제주축협공판장돼지탕박도매가격의동태적인과성분석 43 축산식품유통체계구축연구 (4/4차연도) R 728, 한국농촌경제연구원, 제주특별자치도청, ( 사 ) 한국육가공협회, Engle, R. F. and C. W. Granger, Co-Integration and Error Correction: Representation Estimation, and Testing, Econometrica, 55(2): , Fama, E. F, Efficient Capital Markets : A Review of Theory and Empirical Work, The Journal of Finance, 25(2): , Johansen, S., Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamic and Control, 12: , Kwiatkowski, D., P. C. B. Phillips, P. Schmidt, and Y. Shin, Testing the Null Hypothesis of Stationary against the Alternative of a Unit Root, Journal of Econometrics, 54: , Perron, P., The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis, Economica, 57: , Perron, P. and T. J. Vogelsang, Nonstationarity and Level Shift with an Application to Purchasing Power Parity, Journal of Business and Economic Statistics, 10: , Sen, A., On Unit-root Tests When the Alternative Is a Trend-Break Stationary Process, Journal of Business and Economic Statistics, 21: , Zivot, E. and Andrews, Further Evidence on the Great Crash, the Oil-Price Shock and the Unit-Root Hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics, 10: , 1992.

????

축산관측 2016 년 7 월호 농업관측센터 aglook.krei.re.kr 축산관측은한육우, 젖소, 돼지, 산란계, 육계, 오리의 6 개축종에대해실시됩니다. 돼지, 육계관측은매월 25 일에발표되며그외의축종에대한관측은매분기 (2, 5, 8, 11 월 ) 25 일에발표됩니다. 통권제501호 2016년 6월 27일발행 ( 월간 비매품 ) 등록번호나주라 00002(2000.