2017 제 40 권제 4 호 논문 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? _ 유찬희, 김충현, 서홍석 식품비지출변화의요인분해 _ 김성용 중국성 ( 省 ) 별도시가구의식품소비분석 _ 박윤선, 김완배, 권오상 병해충의공간자기상관을고려한인삼피해함수추정 _ 김용준, 정진교, 안

2017 제 40 권제 4 호 논문 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? _ 유찬희, 김충현, 서홍석 식품비지출변화의요인분해 _ 김성용 중국성 ( 省 ) 별도시가구의식품소비분석 _ 박윤선, 김완배, 권오상 병해충의공간자기상관을고려한인삼피해함수추정 _ 김용준, 정진교, 안동환

한국농촌경제연구원은농림경제및농어촌사회발전에관한종합적인조사, 연구를통하여농업정책수립을지원하고국민경제발전과국민복지증진에이바지하기위해설립된정부출연연구기관입니다. 는한국연구재단이선정한등재학술지입니다. 농촌경제에는누구나자유로이기고할수있습니다. 농촌경제에접수된원고를공정하게심사하기위하여필자와심사자의이름을밝히지않습니다. 농촌경제는이중기고를허용하지않습니다. 원장김창길 편집위원장 이계임( 한국농촌경제연구원 ), B. Wade Brorsen( 오클라호마주립대 ) 위 원 김관수( 서울대 ) 이병훈( 강원대 ) 김윤형( 전남대 ) 이상민( 한국농촌경제연구원 ) 김정섭( 한국농촌경제연구원 ) 장재봉( 건국대 ) 김종진( 한국농촌경제연구원 ) 전상곤( 경상대 ) 박준기( 한국농촌경제연구원 ) 전익수( 충북대 ) 심재헌( 한국농촌경제연구원 ) 정원호( 부산대 ) 안병일( 고려대 ) 지인배( 한국농촌경제연구원 ) 여준호( 경북대 )

2017 제 40 권제 4 호 논문 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 1 _ 유찬희, 김충현, 서홍석 식품비지출변화의요인분해 29 _ 김성용 중국성 ( 省 ) 별도시가구의식품소비분석 47 _ 박윤선, 김완배, 권오상 병해충의공간자기상관을고려한인삼피해함수추정 75 _ 김용준, 정진교, 안동환

제 40 권제 4 호 : 1~27 1 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 유찬희 * 김충현 ** 서홍석 *** Keywords 쌀변동직접지불제 (Rice Variable Direct Payment Scheme), 쌀수급불균형 (rice supply-demand imbalance), 생산중립성 (decoupling), 전작효과 (conversion effects), 목표가격 (target price) Abstract This study attempts to answer a couple of questions to which little consensus has been reached: First, is the Rice Variable Direct Payment Scheme really coupled, and if so, to what extent? Second, could redesigning, among other components of the Scheme, target price mitigate the coupling effects believed to exacerbate the recent oversupply of rice? Based on the ex-post evaluation method using a dynamic partial equilibrium model, some key findings and suggestions are made as follows: 1) the Scheme is coupled albeit the effect is considerably negligible; 2) nevertheless, changing such factors as target price is expected to reduce ending stocks, which require burdensome budgets, and rice farm income, which requires employing other policy instruments, including the policy mix, in line with the change of the Scheme; 3) before discussing target prices for the coming five years, careful attention should be paid to anticipated and unintended effects. Out of these findings, this study is expected to be informative and helpful for policy makers. 차례 1. 서론 2. 쌀산업및직접지불제현황 3. 쌀변동직불제의생산연계성과가격 ( 소득 ) 효과 4. 모형설계 5. 분석결과 6. 요약및제언 * 한국농촌경제연구원부연구위원. ** 한국농촌경제연구원연구원. *** 한국농촌경제연구원부연구위원, 교신저자. e-mail: hongseokseo@krei.re.kr

2 제 40 권제 4 호 1. 서론 쌀수급불균형이현안이되고있다. 쌀생산량이소비량을웃돌면서재고가누증되고있다. 쌀가격이하락하면서변동직불금지급액이늘어나고시장격리및재고관리를시행하면서재정부담이커지고있다. 다양한이해관계자들이쌀수급원인과해결방식을놓고여러목소리를내고있다. 쌀수급불균형은쌀소비량감소와 1 구조적인공급과잉이맞물려빚어졌다 ( 서세욱 2016; 김종진 김종인 조남욱 2017). 공급과잉이지속되고있지만쌀재배면적이감소하지않는이유중하나는생산자가시장신호에적절하게반응하지않기때문이다. 이런점에서일각에서는현재시행중인쌀변동직접지불제 ( 이하쌀변동직불제 ), 특히목표가격이쌀생산의사결정에영향을미쳐쌀수급불균형을심화시키는원인중하나라고주장한다. 최근연구로국한해도이정환 김명환 표유리 (2015) 는쌀소득보전직불제 ( 쌀고정직불제, 쌀변동직불제 ) 가생산유인을촉발하여공급과잉을초래하였다고주장한다. 2,3 반면서세욱 (2016) 은특정조건하에서만지급되는변동직불금이쌀생산을확대시켰는지불분명하다고주장한다. 4 쌀변동직불제가쌀생산농가의의사결정에미치는영향을두고이견이있으며, 어느정도영향을미치는지를실증적으로분석한연구는제한적이다. 이논문에서는생산측면에초점을맞추어두가지질문에답을구하고자한다. 첫째, 쌀변동직불제는쌀생산을자극하는가, 만약자극한다면효과는어느정도인가? 둘째, 쌀변동직불제구성요소중논쟁의핵심인목표가격을변경하면쌀생산에미치는영향을어느정도변화시킬수있을까? 이논문에서는두가지질문에대한근거를실증적으로분석하여, 이후정책결정과정의논의에정보와토대를제공하고자한다. 1 1 인당연간양곡소비량은 2000 년 93.6kg 에서 2010 년 72.8kg, 2015 년 62.9kg( 잠정치 ) 으로줄어들었다. 국내총소비량은같은기간 511 만톤에서 471 만톤, 420 만톤 ( 잠정치 ) 으로감소했다 ( 농림축산식품부농림축산식품주요통계 ). 2 이정환 김명환 표유리 (2015) 는고정직불금이변동직불금보다생산유인에미치는영향이크다고주장한다. 고정직불금과변동직불금을지급하지않았다면 2015 년쌀재배면적이각각 31,000ha, 17,540ha 감소하였을것이라고추정하였다. 3 이정환 (2013, 2017) 은비슷한맥락에서쌀변동직불제와 FTA 피해변동직불제를고정직불방식이아닌미국의가격변동대응직불제도 (CCP) 방식으로전환하자고제안하였다. 4 제 3 절에서선행연구를보다상세하게검토하였다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 3 2. 쌀산업및직접지불제현황 2.1. 쌀수급현황 쌀공급량이수요량보다많은구조적공급과잉이몇년째이어지고있다 ( 김종진 김종인 조남욱 2017; 서세욱 2016). 수급불균형이지속되면서재고량이늘어나관리비용부담이커지고 (2017년 5월기준약 351만톤 ), 수확기가격이떨어져변동직불금을대규모로지급하였다. 5 정부가적극적으로대책을마련하지않으면쌀공급과잉구조가앞으로도이어질것이라는전망이나오고있는가운데 ( 김종진 김종인 조남욱 2017) 정부에서는다양한대책을모색하고있다. 농림축산식품부 (2017) 는재고감축, 적정생산유도, 수출및원조등다양한대책을마련하고있다. 문재인정부에서발표한 100대국정과제중 농어업인소득안전망의촘촘한확충 에서도쌀시장격리, 사료용벼전환등선제적수확기수급안정방안시행, 생산조정제 (2018년 5만 ha, 2019년 10만 ha) 한시도입등을수급안정대책으로제시하였다. 2.2. 직접지불제 : 주요쟁점 한국에서는 1997년경영이양직불제를필두로현재까지 8개직불제를도입 운영하고있다. 6 직불제는 2016년농정예산전체중 14.7%( 순직불제기준 ) 를차지할만큼중요한위치를차지하고있다. 동시에직불제의필요성, 운영방식, 예기치않았던효과등에비판도끊임없이제기되고있다. 직불제를둘러싼주요쟁점은크게 1) 소득증대효과의유효성, 2) 공익형 직불제의유효성, 3) 제도설계의문제점, 4) 운영방식의낮은효율성과제약조건, 5) 직불제를실시하면서의도치않게유발한영향, 6) 직불제와기존정책기조와의상충여부로나눌수있다 ( 유찬희외 2016). 이논문에서는위의쟁점중직불제를실시하면서의도치않게유발한영향 ( 쟁점 5), 특히생산연계성 (coupling) 을중심으로쌀변동직불제가쌀수급에미친영향을분석한다. 5 2016 년산쌀에대한쌀변동직불금규모는최초로 AMS 한도인 1 조 4,900 억원에이르렀다. 6 쌀소득보전직불제 ( 고정직불제, 변동직불제 ), 밭농업직불제, 경영이양직불제, 친환경농업직불제, 조건불리지역직불제, 경관보전직불제, FTA 피해보전직불제이다. 폐업지원제와친환경축산직불제까지포함하면 10 개이다.

4 제 40 권제 4 호 3. 쌀변동직불제의생산연계성과가격 ( 소득 ) 효과 3.1. 생산연계성 생산농가가이윤극대화를추구한다고가정하면, 농가가받는 ( 또는받을것으로예상하는 ) 직접지불금규모가의사결정에영향을줄수있다. 직접지불금은해당농가의기대수익에영향을미치고, 현행쌀소득보전직불제는재배면적이넓을수록많은금액을받을수있기때문이다 ( 면적비례지급방식 ). 즉, 생산량이나생산면적에따라직불금을많이받을수있으므로, 농가입장에서는생산량을늘릴유인이생긴다 ( 이용기 2005; 이정환 2009). 결과적으로생산량이적정수준이상으로늘어나시장을왜곡할수있고 7, 시장가격이더불안정해질수있으며, WTO 규정에배치될수있다. 쌀변동직불제의생산연계성을다룬선행연구는다양하다. 김윤식 (2006) 은직접지불제도입초기에제도설계를분석하고이론적검토를거쳐시장불확실성하에서직불제가생산연계성을지닌다고주장하였다. 더불어쌀변동직불제를운영할때생산감소정책이효과를지니기어렵다고주장하였다. 8 비슷한맥락에서 Young and Westcott(2000) 은미국주요프로그램이얼마나생산중립적인지를분석하였고, Goodwin and Mishra(2006) 는직불제가생산연계성을지니지만그효과가제한적이라고분석하였다. Bhaskar and Beghin(2009) 은생산연계성을지닌제도가리스크, 투자여력 ( 신용제약 ), 노동력배분, 농지시장, 향후정책변화에대한생산자기대등에영향을미쳐생산자의사결정을변화시킬수있다고보았다. 관련된다양한선행연구를종합분석한결과를토대로, 직불제등이생산연계성을지니더라도농지시장을제외하면생산에미치는영향이작다고주장하였다. 사공용 (2007) 은쌀생산비용에따라생산자가직불제에반응하는정도가다를수있다는점에착안하여기대효용극대화모형을이용해생산연계정도를분석하였다. 쌀시장가격이일정수준이상이면생산연계효과가크지않으나, 14만원이하로떨어지면효과가점증한다고주장하였다. 안병일 (2015) 은이윤극대화가정하에쌀재배면적반응함수 7 생산연계정도는자료, 분석기간, 분석자료, 방법론등에따라상이하다. 그럼에도쌀고정직불제는생산연계성이없거나있어도매우미미한반면, 쌀변동직불제는생산연계성이일정정도있다고주장한점은유사하다. 8 직접지불제하에서생산조정제를실시했을때예상효과를분석한이용기 이동명 (2011) 도비슷한 주장을하였다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 5 를추정하여직불제의효과를계측하였다. 쌀직불제와대체작물재배를고려하지않은상황, 쌀직불제만을고려한경우, 쌀직불제와타작물재배를동시에고려한경우를상정하였다. 생산자기대를다양한방식으로고려하여분석한결과, 쌀고정직불금은유의한생산유인이없는반면, 쌀변동직불금은생산의사결정에영향을미침을보였다. 다만기대가설에관계없이쌀변동직불금의생산연계정도는매우제한적이라고주장하였다. 3.2. 가격 ( 소득 ) 효과 쌀변동직불제는사전에결정한목표가격과수확기산지평균쌀값차이를보전하여농 가수취가격을높임과동시에안정시킨다. 9 (1) 쌀변동직불금단가 ( 원 /80kg) = Max(( 목표가격 10 당해연도수확기평균쌀값 ) 0.85 쌀고정직불금단가 (80kg 기준 ), 0) (2) 농가당지급액 = 쌀변동직불금단가 수확량 ( 현행 63 가마 /ha) 재배면적 (ha) 11 ( 식 1) 에서확인할수있듯이목표가격과지원율 ( 현행 0.85) 이높을수록농가수취가격은인상된다. 목표가격대비수취가격비율은, 시장가격이목표가격보다높지않은이상, 지원율보다높다 < 그림 1>. 요컨대 지원율은수취가격최저선을보장해주는지표로서중요한역할 을한다 ( 이용기 2005). 9 쌀변동직불제하에서농가수취가격은시장가격이높아지고 ( 가격인상효과 ), 수취가격진폭도줄어든다 ( 가격안정효과 ). 2005~2015 년동안쌀변동직불제가발동된연도만비교했을때, 80kg 당농가수취가격은산지가격보다평균 26,394 원 (18.1%) 높았다. 같은기간쌀값변이계수 (= 표준편차 / 평균 ) 도 0.074 에서 0.049 로낮아져가격을안정시켰다. 이연구에서는두가지효과중에서가격인상효과를중심으로다룬다. 10 2013~2017 년산쌀목표가격은 188,000 원 /80kg 이다. 11 지급면적상한은농업인 30ha, 농업법인 50ha, 들녘경영체 400ha 이다.

6 제 40 권제 4 호 그림 1. 시장가격과농가수취가격의관계 주 : 는목표가격, 는시장가격, 는농가수취가격임. 축과 축을각각목표가격대비시장가격과농가수취가격의비율로해석할수있음. 자료 : 이용기 (2005). 가격인상효과는과거쌀산지가격과농가수취가격을비교해도확인할수있다 < 표 1>. 요컨대현행쌀변동직불제는쌀농가수취가격을일정수준이상보장하도록설계되었기때문에생산자의사결정에영향을미칠수있다. 더욱이쌀변동직불금을받으려면 대상농지에물을가두어쌀을생산 ( 농림축산식품부농림사업시행지침서 ) 해야하기때문에생산자의사결정에보다직접적으로영향을미칠수있다. 다음절에서는쌀변동직불제의생산연계성정도를사후평가방식으로실증분석한다. 표 1. 쌀변동직불금의가격효과시산 단위 : 원 /80kg, 원 구분 05년산 06년산 07년산 09년산 10년산 14년산 15년산 16년산 수확기산지가격 140,028 147,715 150,810 142,360 138,231 166,198 150,659 129,808 고정직불금단가 9,836 11,475 11,475 11,475 11,475 14,306 15,873 15,873 변동직불금단가 15,710 7,537 4,907 12,028 15,588 4,226 15,867 33,499 농가수취가격 165,574 166,727 167,192 165,863 165,294 184,730 182,399 179,180 주 1) 변동직불제가발동한연도만을포함하였음. 2) 농가수취가격은수확기산지가격, 고정및변동직불금단가의합과같다고가정하였음. 자료 : 농림축산식품부. 양정자료.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 7 4. 모형설계 이논문에서는쌀을포함한곡물류수급모형을구축하여쌀변동직불제구성요소중목표가격수준을개편하였을때주요곡물류수급과농가경제에미치는영향을시뮬레이션분석하였다. 분석결과를토대로쌀변동직불제가쌀수급에미친영향정도를계측하고, 정책적함의를도출하였다. 선행연구중수급모형을이용한영향평가는동식물위생검역해제의영향평가 ( 한석호 염정완 서홍석 2016), 경기침체또는수출및가공확대정책이한라봉수급에미치는영향평가 ( 고성보 김배성 2012), 한 중 FTA 체결이제주노지감귤에미친영향평가 ( 고성보 김배성 2014) 등이다. 해당선행연구는사전 (ex-ante) 영향평가방식을적용하였다. 반면수급모형을이용한사후영향평가는기체결된한 EU FTA가국내농업에미친영향을평가한한석호 (2016) 등매우제한적이다. 4.1. 수급모형구조 곡물류에국한된동태적부분균형모형 (dynamic partial equilibrium model) 을구축하였다 < 그림 2>. 분석대상은쌀, 콩, 보리, 밀이다. 작물간생산또는소비대체관계를반영하여연립방정식체계 (equation system) 로구성하였다. 12 당해연도총공급량 (= 국내생산량 + 수입량 + 연초재고량 ) 과총수요량 (= 국내수요량 + 수출량 + 연말재고량 ) 을일치시키는시장청산가격 (market clearing price) 이작물별균형가격이되도록동시균형모형 (simultaneous equation model) 으로설계하였다. 총공급량과총수요량이동시에양방향으로영향을주어균형가격을도출하게끔모형을설계하였다. 13 12 생산대체관계를고려할때하계작물 ( 쌀, 콩 ) 과동계작물 ( 보리, 밀 ) 로구분하였다. 13 동시균형형태로구축된대표적인모형은한국농촌경제연구원에서운용하고있는한국농업시뮬레이션모형 ( 한석호외 2015a) 과한우수급관측모형 ( 조재성외 2013) 이있다. 축차모형 (recursive model) 은총공급량이결정되면수급항등식에의해국내소비량이결정되며, 가격신축성함수를이용하여시장가격을도출하는단방향방식이다. 축차형태로구축된대표적인모형은제주월동무 ( 김배성 고봉현 2014), 양식넙치 ( 김배성외 2012), 오미자 ( 최병옥 김배성 2014) 의중장기수급전망모형이있다.

8 제 40 권제 4 호 4.1.1. 공급부문 특정연도작물별국내총공급량은국내생산량, 연초재고량, 수입량의합과같다. 작물별국내생산량은재배면적과단위면적당수확량 ( 이하단수 ) 을곱하여계산한다. 14 동태적재배면적반응함수는 Nerlove의부분조정모형 (Nerlove 1956, 1958) 과 Koyck의기학학적분포시차모형 (Koyck 1954) 을기본으로한 Cagan의적응적기대가설모형 (Cagan 1956) 형태로설정하였다. 재배면적반응함수를추정할때설명변수로전년도재배면적 15, 해당작물의기대수익, 대체작물의기대수익을포함시켰다. 그림 2. 쌀수급모형구조모식도 16 쌀생산농가는농가수취가격 (= 수확기가격 + 고정직불금 + 변동직불금 ) 을고려하여재배 면적을결정한다고가정하였다. 쌀재배면적반응함수를추정할때설명변수로전년도재 14 이논문에서는수급모형을구축하여쌀변동직불제의생산연계정도를사후평가하고자하였다. 따라서단수는시간이지나도변하지않는다고가정하여별도로추정하지않았다. 15 단년생경종작물인벼의재배면적반응함수에전기재배면적을설명변수로도입하였다. 16 쌀이외품목의수급모형구조는서홍석 김충현 (2016) 의제 4 장을참고하길바란다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 9 배면적, 쌀수익성 (= 단위면적당조수입 / 단위면적당경영비 ), 쌀의생산대체작목인콩의수익성을사용하였다. 17 농업소득보전에관한법률 시행령제9조에근거하여설정되는목표가격을농가수취가격에포함시켜쌀변동직불제가재배면적의사결정에미치는영향을추정할수있도록설계하였다. 목표가격과당해수확기가격에따라변동직불금이계산되며, 계산된변동직불금과고정직불금, 수확기가격을합산하여농가수취가격을산출할수있다. 곡물류는저장성이높기때문에특정연도재고량이다음해까지수급및가격에영향을미친다. 따라서저장량함수에전기 ( 前期 ) 재고량, 생산량, 수입량을합한총공급량과농가판매가격을설명변수로사용하였다 (Womack 1976). 18 수입량은국가별로추정하는것이바람직하나, 총수입량을추정하였다. 국가별관측치가많지않아추정효율성이낮아질수있기때문이다. 단, 수입곡물의용도를명확히구분할수있는경우에는식용과사료용으로나누어수입수요함수를추정하였다. 쌀은연도별 TRQ 물량을반영하고수입량을별도로추정하지않았다. 기타곡물수입량은수입단가에환율, 유통비용 ( 수입가격의 10% 라고가정 ), 관세율을적용하여산출된수입소매가격과국산소매가격을설명변수로사용하여추정하였다. 4.1.2. 수요부문 특정연도작물별국내총수요량은국내수요량, 연말재고량, 수출량의합과같다. 수요함수를추정할때분석대상작물은정상재 (normal good) 이고, 수요함수가영차동차함수 (homogeneous of degree zero), 분리성 (separability), 연속성 (continuity) 을지닌다고가정하였다. 19 쌀과자료를획득할수있는작물의국내수요량은용도별로구분하여 20 총계편의 (aggregation bias) 문제를방지하고, 구조적변인을반영하였다. 17 하계작물인콩, 옥수수, 고구마를쌀의생산대체품목으로고려하였으나, 옥수수와고구마는생산 대체관계가없는것으로추정되었다. 18 Womack(1976) 은저장수요가나타나는이유를예방수요, 투기수요, 거래수요의 3 가지기본적인동기로설명하였다. 저장량함수추정식에서예방수요는절편, 투기수요는적응적기대가설이반영된시장가격, 거래수요는공급량으로반영된다. 19 개인의수요가아닌시장의수요를계측할때는통합적수요이론을사용한다. 일반적으로통합적수요함수는개별적수요이론의제약을받지않기때문에동질성, 분리성, 연속성이외다른특성이존재하지않는다 (Varian 1992). 20 신선, 가공용, 종자용, 사료용, 감모등으로구분하였다.

10 제 40 권제 4 호 식용쌀수요량과가공용쌀수요량은쌀소비자가격, 소비대체재인밀과보리의 ( 소비량기준 ) 가중평균소비자가격, 1인당가처분소득을이용하여추정하였다. 종자수요량은다음양곡연도재배면적 60kg/ha의조곡이종자로이용 ( 도정수율은 72% 기준 ) 된다고가정하였다. 감모량은별도로추정하지않고생산량의 8.5% 라고가정하였다. 수출량은국가별로분리하여추정하는것이바람직하나, 총수출량을추정하였다. 국가별관측치가많지않아추정효율성이낮아질수있기때문이다. 4.1.3. 가격결정 총공급량과총수요량을일치시키는균형가격을농가판매가격 (80kg 기준 ) 으로설정하였 다. 수확기가격과소비자가격은농가판매가격을이용한가격전이함수를이용하여도출 하였다. 4.2. 분석자료 수급관련변수와가격변수를포함한작물자료는양곡연도기준 (11월 ~ 다음해 10월 ) 에맞추어재구성하였다. 곡물별수급자료마다의가용기간을고려하여수급은 1980~2015년의농림축산식품부의양정자료를이용하였고, 재배면적, 단수, 산지가격은통계청자료를이용하였다. 소매가격은한국농수산식품유통공사농산물유통정보 (KAMIS) 자료를이용하였다. 21 특히, 쌀용도별수요량은양정자료의소비량항목분류 ( 식용, 가공용, 종자, 사료용, 감모등기타, 연말재고 ) 를따랐으며, 재배면적, 단수, 수입단가는 Global Trade Atlas의월별수입액과수입량을이용하여계산하였다. 농가판매가격은통계청에서발표하는농가판매가격지수를 2007년농협에서발표한농가판매가격으로디플레이트하여추산하였다. 22 21 곡물가격은양곡연도에맞추어산정하였다. 22 과거에는농협에서월별 품목별농가판매가격을발표하였으나 2007 년하반기부터발표하지않아 통계청의농가판매가격지수를이용하였다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 11 4.3. 추정결과 이연구에서구축한곡물류모형은동시연립방정식모형으로구성되어있기때문에모형시스템내일부내생변수는상호연관성및쌍방통행적인인과관계를지닐수있다. 이러한동시성문제가있는행태방정식을통상최소자승법 (Ordinary Least Square: OLS) 으로추정하면편의및불일치추정량문제가생긴다. 따라서설명변수중일부가내생변수를포함하여오차항과독립적이지않은행태방정식은 2단계최소자승법 (Two Stage Least Square: 2SLS) 을이용하여추정하였다. 23 2SLS는 2단계에걸쳐최소자승법을적용하여추정하는방법으로추정과정은다음과같다. 1단계는내생변수들이오차항과독립성을유지할수있도록가공하는과정으로, 내생설명변수들을연립방정식내모든선결변수의함수로표현하는유도방정식모형을구축하고 OLS를이용하여추정한다. 2단계는 1단계에서도출된내생설명변수의추정값으로실제값을대체한후 OLS를이용하여계수값을추정한다. 최종추정결과에자기상관성 (autocorrelation) 이나타날수있기때문에 Breusch-Godfrey LM test를실시하여검정하였다 (Godfrey 1978). 자기상관성이발견된추정식은이를제거하기위해 Newey-West 방법을이용하여수정된표준오차를사용하였다 (Newey and West 1994). 24 쌀재배면적추정결과, 당해연도쌀재배면적의전년도재배면적, 쌀수익성, 콩수익성에대한탄성치는각각 0.79, 0.11, -0.02였다. 쌀수익성의효과는유의확률 1%, 전년도재배면적과콩수익성의효과는유의확률 5% 에서통계적으로유의하였다. 쌀기말재고량추정결과, 당해연도쌀총공급량이 1% 증가하면연말재고량은약 4.0% 증가하며, 쌀농가판매가격이 1% 상승하면연말재고량은 1.6% 감소하였다. 25 두추정치모두유의수준 1% 에서통계적으로유의하였다. 23 연립방정식을동시에추정하는 3 단계최소자승법은모형내에포함된모든정보를활용하기때문에단일방정식추정방법인 2SLS 보다효율적이다. 그러나설정오류에민감하여어느한행태방정식에설정오류가있으면전체추정치에큰영향을미치기때문에본연구에서는 2SLS 추정기법을사용하였다. 2SLS 로추정한행태방정식은 < 그림 2> 에표시하였다. 24 시차를둔종속변수를설명변수로사용한재배면적, 연말재고량, 가공용수요, 쌀소비자가격함수에서자기상관성문제가생기는지여부를 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM test 로검정하였다. 가공용수요량과쌀소비자가격함수에서자기상관성문제가나타나 Newey-West 기법을적용하였다. 25 농가판매가격이하락하면수요량이늘어나당해연도기말재고량이줄어들수있다. 그러나정책개입이있다면방향성은반대로나타날수있다. 예를들어 2004 년양정개혁전까지시행하던추곡수매제, 간헐적으로이루어지는시장격리조치는재고량을증가시키는요인이다. 두요인중어떠한쪽이강한지에따라연말재고량증감이결정된다. 정책개입을고려하면위의추정결과는타당하다.

12 제 40 권제 4 호 식용쌀수요량을추정할때, 고구마, 밀, 보리가쌀과소비대체재라고가정하였다. 설명변수로쌀소비자가격, 고구마 보리의가중평균소매가격, 밀소매가격, 1인당가처분소득을사용하였다 < 표 2>. 추정결과, 식용쌀수요량의자체가격탄력성은 0.34, 밀과고구마 보리의교차가격탄력성은 0.01, 0.04였다. 식용쌀수요량의소득탄력성은 0.07이었다. 소득을제외한모든변수는유의수준 1% 또는 5% 수준에서통계적으로유의하였다. 표 2. 쌀주요변수행태방정식추정결과 종속변수추정기간설명변수계수 t- 값 D-W 값 Adj. R2 재배면적 (log-log) 1986-2015 상수항 1.3617 2.2551 ** 전년도쌀재배면적 0.7927 9.4719 *** 쌀재배수익성 0.1112 3.3918 *** 콩재배수익성 -0.0200-2.379 ** 추세변수 -0.0022-1.7392 * 1.4102 0.9911 연말재고량 (log-log, 2SLS) 식용수요량 (log-log, 2SLS) 가공용수요량 (log-log, 2SLS) 수확기가격 (log-log, 2SLS) 소비자가격 (log-log, 2SLS) 1981-2014 1985-2014 1980-2014 1986-2014 1980-2015 당해연도쌀총공급량 4.0345 7.2750 *** 1.2401 0.7282 상수항 -16.2699-4.4057 *** 쌀농가판매가격 -1.5519-2.9464 *** 상수항 -6.9884-17.0150 *** 쌀소매가격 -0.3397-4.9800 *** 밀소매가격 0.0147 4.9522 *** 고구마, 보리가중평균소매가격 0.0434 2.5470 ** 국민 1 인당처분가능소득 0.0720 1.6153 추세변수 -0.0339-11.8056 *** 구조변화더미변수 -0.0423-4.2491 *** 연간더미변수 0.0312 2.8933 *** 상수항 -6.9308-1.5623 ** 쌀소비자가격 -1.7381-5.2088 *** 국민 1 인당처분가능소득 0.8425 3.6858 *** 구조변화더미변수 0.5024 2.7607 ** 연간더미변수 0.6364 5.0584 *** 1.4282 0.9965 1.4581 0.9446 쌀농가판매가격 0.5772 7.1681 *** 1.4786 0.9934 상수항 -0.4708-2.9041 *** 전년도쌀단경기가격 0.4618 6.0148 *** 상수항 0.0176 0.0700 쌀농가판매가격 1.1677 29.4932 *** 0.8078 0.9841 주 : *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 유의수준에서 newey-west 기법에의해수정된 t 값의통계적유의함을의미함.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 13 가공용쌀수요량은쌀소비자가격과소득을이용하여추정하였다. 추정결과, 가공용쌀수요량의자체가격탄력성과소득탄력성은각각 1.74, 0.84였다. 식용수요함수와가공용수요함수추정시안정적인추정과수요량의구조변화를반영하기위하여연간더미변수와구조변화더미변수를사용하였다. 쌀수확기가격과소비자가격은가격전이함수를이용하여추정하였다. 추정결과, 농가판매가격과전년도단경기가격이 1% 상승하면쌀수확기가격은각각 0.6%, 0.5% 상승하였다. 쌀농가판매가격이 1% 상승하면쌀소비자가격은 1.17% 상승하였다. 추정치는모두유의수준 1% 에서통계적으로유의하였다. 쌀수급모형내주요행태방정식추정결과는매우안정적이었고, 그외곡물 ( 콩, 밀, 보리 ) 추정결과도안정적이었다. 26 4.4. 사후평가 : 시나리오설정과방법론 이논문에서는곡물류수급모형을구축하고동태적시뮬레이션을수행하여쌀변동직불제가쌀부문에미친경제적영향을분석하였다. 분석기간은쌀변동직불제를도입한 2005년부터 2015년까지이다. 이기간동안의실제수급량과가격이베이스라인값이된다. 쌀변동직불제에관한 3가지시나리오를적용하여시뮬레이션을통해계측된수급량과가격이시나리오값이다. 시나리오별사후적영향정도는베이스라인값과시나리오값의차이 ( 베이스라인 시나리오 ) 와같다. 3가지시나리오를상정하여쌀변동직불제가쌀수급등에미친영향을분석하였다. 시나리오 1은쌀변동직불제를시행하지않았을경우이다. 시나리오 1과베이스라인을비교하면쌀변동직불제가미친영향의상한 (upper bound) 을구할수있다. 시나리오 2와 3은목표가격을변경했을때효과를가늠하고자설정하였다. 목표가격설정과관련하여제시된문제점은크게 2가지이다. 첫째, 농업소득의보전에관한법률 시행령제9조제1항은변경되는목표가격을산출하는산식을규정하고있다. 이산식에의거하여 5년마다목표가격을산정하여야하지만, 동법제11조제2항에따라국회의동의를받아야한다. 27 이때문에과거 2차례재산정과정에서결정된변경목표가격은산식에서얻은가격보다높았다. 시나리오 2에서는변경목표가격을산식에의거하여결정하였 26 이논문의주요연구범위가아니어서상술하지않았다. 자세한논의는서홍석외 (2016) 를참고하 기바란다. 27 이른바법률의재량성문제이다. 관련된논의는금태환 (2012), 유찬희외 (2016) 를참고하기바란다.

14 제 40 권제 4 호 을때효과를평가한다. 28 둘째, 2005년목표가격 170,083원 /80kg은산식을적용한가격보다높았다. 도입초기목표가격을변경목표가격산식을반영하여전년도가격에보다가깝게책정했다면쌀수급등에어느정도영향을미쳤을지분석할필요가있다. 시나리오 2에서는 2005년목표가격을실제와같은 170,083원 /80kg으로설정하되그이후목표가격이정해진산식에의해결정되었다고가정하였다. 시나리오 3에서는쌀변동직불제목표가격을사전에결정한산식대로운영하되, 2005년목표가격을 2004년정곡수매가격인 160,160원 /80kg으로설정하였다. 동태적시뮬레이션을통한사후영향평가는한석호외 (2015b) 가개발한방법론을이용하였다. 실제값이 n개의설명변수 와종속변수 를이용해모형내 개행태방정식계수값을추정하였다고가정한다. (3) (4) (5) (6) (7) (8) 개별행태방정식의추정값, 즉예측값인 와실제값인 간에연도별예측오차 가발생한다 ( 식 5). 예측오차때문에분석기간인 2005~2015년베이스라인의시뮬레이션을수행하면예측값과실제값이달라진다. 따라서분석기간 (= ) 동안의예측오차인 를고정시켜, 과거쌀변동직불제시행시점을기준으로현재까지수급및가격을예측하여, 베이스라인예측값과실제값이일치하도록설계하였다 ( 식 6). 28 2017 년중에 2018~2022 년동안적용할목표가격변경동의요청서를국회에제출하여야한다 ( 농업소득의보전에관한법률 시행령제 9 조제 2 항 ). 다음목표가격설정논의전에예상되는효과를평가하는작업은의의가있다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 15 쌀변동직불제시나리오시뮬레이션에서는농가수취가격을비롯한설명변수들의새로 운값인 으로도출된시나리오추정값에고정된예측오차 를더하여계산하였다 ( 식 7). 29 쌀변동직불제시나리오의영향 는베이스라인값 와시나리오값 의차이와같다 ( 식 8). 이와같이예측오차를제거하면쌀변동직불제변화에미치는영향 을보다정확하게계측할수있다. 5. 분석결과 5.1. 쌀생산에미친효과 베이스라인과시나리오분석결과를비교하여쌀변동직불제를지금까지와다른식으로운영했을때생겼을효과를살펴보았다 < 부록 1>. 시나리오에따른주요변수변화방향은이론상기대되는바와부합하였다. 쌀변동직불금을지급하지않았거나 ( 시나리오 1), 당초변경목표가격산정방식을적용하거나초기목표가격을조정했다면 ( 시나리오 2, 3) 쌀수급에영향을미쳤을것이다. 쌀변동직불제변화가수급관련변수에미치는영향정도는시나리오 1, 3, 2 순으로컸다. 30 쌀재배면적은베이스라인보다연평균 0.11( 시나리오 2)~1.20%( 시나리오 1) 감소하였다. 31 쌀변동직불제가일정부분생산연계성을지니고있다는점을반증한다. 분석기간동안단수가동일하다고가정하였기때문에재배면적감소분과국내생산량감소분이같고, 같은기간동안생산량이연평균 0.11~1.20% 감소하였다. 이결과연말재고량은베이스라인보다연평균 0.80~11.67% 감소하였다. 공급량이줄어들어쌀가격이상승하여, 1인당쌀소비량은시나리오에따라연평균 0.03~0.49% 감소하였다. 29 벼재배면적반응함수의설명변수인수익성은농가수취가격에의해결정되고, 시나리오별로변동직불금수령액이변하면수익성도변화한다. 이결과재배면적이반응하여쌀공급량및가격을변화시킨다. 생산및소비대체관계에있는작물은내생적으로연결되도록구성되었기때문에다른작물의수급및가격에영향을미친다. 30 쌀변동직불금폐지, 더낮은초기목표가격, 상대적으로높은초기목표가격을적용하였기때문에효과가이러한순서로크게나타나는것은타당하다. 31 가상적 (counter-factual) 상황이기때문에재배면적이어느정도변화하였을지실증적으로보여주기는어렵다. 그러나박동규외 (2016), 유찬희외 (2016) 등에서제시한변화분과차이가크지않기때문에사후평가결과가일정정도타당성을지닌다고판단하였다.

16 제 40 권제 4 호 목표가격을변화시켰다면농가수취가격, 농가소득, 정부지출액에도영향을미쳤을것이다. 실질농가수취가격 (= 수확기가격 + 쌀고정직불금단가 + 쌀변동직불금단가, 80kg 정곡기준 ) 은베이스라인보다연평균 7.67~8.67% 낮아졌다. 농가수취가격이낮아진가장큰원인은변동직불금이없거나 ( 시나리오 1) 베이스라인보다줄어들었기 ( 시나리오 2, 3) 때문이다. 시나리오별로재배면적 ( 생산량 ) 이줄어들어일부연도수확기가격이올랐으나, 쌀변동직불금감소분을상쇄하지는못하였다. 모든시나리오에서농가소득감소정도가실질농가수취가격변화정도보다컸다. 베이스라인과비교할때농가소득은연평균 1.78~5.43% 감소하였고, 쌀변동직불제가발동한연도에감소분이현격하게컸다. 쌀변동직불제도입여부또는목표가격수준에따라농업소득이변화하고농가소득에도영향을미침을시사한다. 32,33 정부지출변화도눈여겨볼만하다. 베이스라인대비연평균 7.05~26.92% 감소하였다. 분석기간동안쌀고정직불금은동일하게지급하였지만쌀변동직불금을지급하지않거나 ( 시나리오 1), 상대적으로낮은목표가격때문에쌀변동직불금지급규모가줄어들었기 ( 시나리오 2, 3) 때문이다. 5.2. 전작 ( 轉作 ) 효과 앞에서가정한것처럼생산농가가이윤극대화를꾀한다면, 목표가격이변화했을때쌀생산농가의의사결정도변할수있다. 생산농가가의사결정을바꾸는방식은다양하겠지만, 이소절에서는기대수익이높은다른작목으로전환하는경우만을고려하고자한다. 즉, 목표가격이변화하여쌀의기대수익이낮아진다면, 생산농가는논일부에쌀이아닌다른작목을재배할유인을가질수있다. 쌀생산농가가이러한식으로의사결정을바꾸었을때다른품목에미칠수있는파급영향을분석하였다. 대체품목은현실에서많이재배하는콩, 보리, 밀로한정하였다. 34 32 쌀고정직불금은 2003~2010 년에는 이전소득 > 공적보조금 > 기타농업보조금 으로, 2011 년부터는 이전소득 > 공적보조금 > 기타공적보조금 으로분류되고있다. 쌀변동직불금은 농업총수입 > 농업잡수입 > 농업피해보상금 으로분류되고있다 ( 유찬희외 2016: 67). 시나리오에서도쌀고정직불금단가는동일하다고가정했기때문에, 쌀변동직불제를변경하면농업소득에영향을미친다. 33 분석기간동안경영비가변화하지않았다고가정한점이영향을미쳤을수있다. 재배면적을변화시키면경영비역시변할것이다. 실증적으로증명하기는어렵지만경영비변화가크지는않을것이다. 34 편의상콩을중심으로수급및소득변수변화를서술하였다. 보리와밀의변화도대체로비슷하

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 17 목표가격시나리오별로콩과밀재배면적은분석기간동안각각연평균 0.06~0.46%, 0.01~0.27% 증가하였다 < 부록 2, 3>. 반면보리는같은기간재배면적이연평균 0.00~0.02% 감소하였다 < 부록 4>. 35 쌀기대수익이낮아지면서다른작목으로전환할유인이생겼음을뜻한다. 재배면적이늘어나생산량과소비량이증가하였고, 연말재고량이연평균 0.02~0.19% 늘어났다. 일부쌀생산농가가전작을하더라도대체작목농가의수취가격이나농가소득에는큰영향을미치지않았다. 예를들어, 콩재배면적이늘어나도콩생산농가의농가수취가격과농가소득은분석기간동안각각 0.00~0.03%, 0.00~0.07% 감소하였다. 위와같은결과는과거경험에비추어볼때실제전작효과를과소평가했을수있고, 36 이논문의한계점이기도하다. 쌀재배면적중일부를전작용도로사용하였지만대체작목면적이크게늘어나지않았다 ( 재배면적반응이크지않았다 ) 는점에유념해야한다. 가장큰이유는가장효과가큰시나리오 1에서조차 2005~2015년쌀재배면적은베이스라인보다 5,603ha 줄어드는데그쳤기때문이다. 이결과는동시에다음과같은함의를지닌다. 쌀변동직불제를개편하고자할때다른작목에미칠수있는영향을고려해야한다. 이논문의분석결과처럼전작효과가제한적이라면쌀수급안정차원에서최근검토하고있는대안이대체작목수급에영향을크게미치지않을것이다. 작목전환이제한적으로이루어지는현상이기대수익수준차이가크지않기때문이라면, 당초기대했던쌀수급불균형완화를달성하기어렵고, 생산조정제예산역시불용액이커질수있다. 였고, 품목별차이점은추가로설명하였다. 35 보리와밀은동계작물로쌀을수확한이후파종할수있기때문에생산대체관계가있다. 전작과정에서밀재배면적이늘고보리재배면적이줄어든현상은전작결정을내린농가가보리대신밀을선택한결과라고해석할수있다. 36 예를들어 2011 년실시한논소득기반다양화사업은시행첫해에 37,196ha 가참여하였고, 이면적에서벼대신재배한배추, 대파, 콩등의생산량이늘어나해당품목가격이크게하락하였다 ( 박준기외 2016: 169).

18 제 40 권제 4 호 6. 요약및제언 이논문에서는수급모형을토대로사후평가를실시하여쌀변동직불제의생산연계성유무를검토하고영향정도를실증적으로분석하고자하였다. 또한목표가격을변경하거나다른정책을도입하였을때쌀과다른품목의수급및농가경제에미칠수있는영향을분석하고자하였다. 핵심분석결과와시사점은다음과같다. 첫째, 쌀변동직불제는생산연계성을지니지만그효과는제한적이다. 37 영세 고령농이대다수를차지하는한국농업의특성때문일수있다. 김병택 김정호 (2005) 가주장하듯이 고령경영주는다각적인사회 경제적요인에의하여영농활동에애착을지니고있다. 분석과정에서이윤극대화를추구한다고가정하였지만, 실제로는수익성이낮더라도영농활동을지속할수있기때문이다. 38 이외에도논기계화율이높아영농활동부담이적고, 수익변동성 ( 불확실성 ) 이적은점도영향을미칠수있다. 둘째, 목표가격을변화시킬때재배면적에미치는영향이제한적이더라도, 재고량 정부지출 농가소득에미치는영향은실질적이다. 즉, 목표가격을정해진산식에따라결정하면, 쌀수급불균형을일정부분완화하면서관련재정과비용의절감효과를기대할수있다. 이는과거목표가격을결정할때의사결정과정이합리적이고효과적이지못했음을뜻한다. 동시에이과정에서생길수있는농가소득감소등의문제를방지할수있는대안을마련할필요가있음을시사한다. 39 요컨대, 목표가격산정을비롯한쌀변동직불제개편은쌀수급불균형문제를위시한복합적인문제를풀어가는선결과제지만, 다른정책과조합 (policy mix) 해시행하여야효과를극대화할수있을것이다. 셋째, 시나리오별효과를비교한결과에근거하면, 2018년부터적용될목표가격을설정할때신중하게접근하여야한다. 분석결과에서처럼목표가격이높을수록제한적이지만생산농가에증산하도록유인하는효과가있기때문에현행목표가격보다높게설정하면시장을왜곡할가능성이있다. 목표가격을인상하더라도쌀생산자가실제로받을수있는총액은 AMS 한도인 1조 4,900억원을초과할수없음에도, 생산자가목표가격인상 37 쌀재배면적함수가쌀수익성에비탄력적으로반응 ( 탄성치 0.11) 한다는추정결과와도상통한다 (4.3. 추정결과참조 ). 38 이러한현상은행동경제학에서사용하는개념인현상유지편향 (status quo bias) 으로도설명할수있다. 현실에서농업인은설혹수익성이높은작물로전환할수있어도특정작목을계속재배하는경향이있고, 작목을전환할때신중하게판단을내린다 ( 지성태 2017). 39 예를들어, 쌀변동직불제를개편하면서이용기 (2007, 2014) 에서주장한것처럼쌀고정직불금단 가를높이는방식을검토할수있다.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 19 자체를정책신호로인지하여의사결정과정에반영할수있기때문이다. 쌀수급불균형이구조화된상황에서 ( 서세욱 2016) 문제를더욱심화시킬수있다. 넷째, 생산조정제등의한시적대안을시행하기전에그효과를면밀하게검토할필요가있다. 쌀변동직불제를도입하지않았다고가정한시나리오 1과비교했을때조차농가의사결정은크게변하지않았다. 쌀변동직불제를유지하면서전작을유도하고자하면전작효과 ( 그리고이와함께나타날쌀생산감소효과 ) 가제한적일수있음을시사한다. 이러한문제가생길수있는이유중하나는농가입장에서기대수익차가크지않아유인이적은반면불확실성을감수해야하기때문일수있다. 생산조정제등을시행하더라도당초목적을달성할수있을지불확실성이여전히있으며, 40 동시에예기치않은문제를유발할수있기때문에다른정책수단을병행할필요성이있음을시사한다. 요컨대, 쌀변동직불제를유지하는한 ( 설령목표가격을현행수준대로유지하더라도 ) 생산조정제가어느정도효과를발휘할지는미지수이므로면밀히검토하여야한다. 이논문의한계는다음과같다. 첫째, 농가유형 ( 전업농, 겸업농등 ) 에따라쌀변동직불제변화에다르게반응할것이나, 이를고려하지못하였다. 둘째, 재배면적반응추정치가실제보다과소추정되었을가능성이있다. 제도도입이후 10여년이라는제한된기간만을분석할수밖에없어생긴한계이나, 모형을보다정교하게설계하여추가로분석을하면더많은함의를이끌어낼수있을것이다. 셋째, 사후평가방법을이용하였기때문에 2018년목표가격수준에따라쌀및대체작목이받을영향을전망하는데한계가있다. 위와같은한계점은향후연구과제로남기고자한다. 40 이논의는쌀생산조정제의구체적시행방안이나오면보다정확히분석할수있다. 예를들어전작했을때도쌀변동직불금을받을수있도록생산비연계방식을적용하면전작효과는커질수있다. 반면이방식을도입하면쌀이외품목을재배하는데직불금을지급하는근거에대한비판이제기될수있다.

변수구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 베이스라인 980 955 950 936 924 892 854 849 833 816 799-794 (-0.72) 평균증감률 -10.68 (-1.21) -0.92 (-0.11) 베이스라인 81 80 79 76 76 74 73 70 68 65 63-64 (0.09) 63 (-0.01) -0.34 (-0.47) -0.02 (-0.03) 베이스라인 830 695 686 993 1,509 1,051 762 801 874 1,354 1,692-1,454 (-14.09) 1,656 (-2.14) 1,500 (-11.34) -124.17 (-12.06) -9.29 (-0.83) -96.23 (-9.27) 20 제 40 권제 4 호 부록 1. 쌀변동직불제시나리오별쌀수급 소득 재정영향비교 재배면적 ( 천 ha) 시나리오 1 시나리오 2 980 980 945 (-1.10) 955 937 (-1.35) 950 923 (-1.33) 936 914 (-1.10) 924 877 (-1.70) 891 (-0.15) 834 (-2.34) 852 (-0.26) 835 (-1.65) 847 (-0.20) 823 (-1.13) 831 (-0.15) 809 (-0.76) 815 (-0.10) 793 (-0.85) 797 (-0.35) 시나리오 3 980 950 (-0.58) 941 (-0.95) 926 (-1.04) 917 (-0.85) 880 (-1.38) 839 (-1.78) 838 (-1.26) 825 (-0.87) 811 (-0.58) -8.01 (-0.91) 1 인당소비량 (kg) 시나리오 1 시나리오 2 81 81 79 (-0.44) 80 78 (-0.62) 79 77 (0.10) 76 76 (-0.08) 76 74 (-0.74) 74 (-0.04) 71 (-1.48) 72 (-0.10) 69 (-1.10) 70 (-0.08) 67 (-0.81) 68 (-0.07) 65 (-0.06) 65 시나리오 3 81 79 (-0.23) 78 (-0.41) 76 (0.01) 76 (-0.06) 74 (-0.57) 72 (-1.11) 69 (-0.83) 67 (-0.61) 65 (-0.03) 64 (0.08) -0.25 (-0.34) 연말재고량 ( 천톤 ) 시나리오 1 시나리오 2 830 830 664 (-4.46) 695 628 (-8.51) 686 920 (-7.35) 993 1,385 (-8.20) 1,509 898 (-14.54) 1,046 (-0.44) 597 (-21.68) 751 (-1.40) 635 (-20.77) 787 (-1.74) 709 (-18.86) 858 (-1.85) 1,162 (-14.21) 1,333 (-1.52) 시나리오 3 830 679 (-2.36) 648 (-5.48) 939 (-5.43) 1,415 (-6.20) 931 (-11.38) 632 (-17.07) 669 (-16.44) 743 (-14.98) 1,201 (-11.29)

변수구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 베이스라인 165,575 166,728 167,192 173,782 165,925 165,305 177,803 185,288 187,420 184,730 182,399-138,259 (-24.44) 138,575 (-24.27) ( 계속 ) 평균증감률 -14,352 (-8.02) 베이스라인 673,700 671,472 605,165 734,628 707,803 606,879 701,433 682,238 758,756 764,605 805,209-691,594 (-14.11) 706,864 (-12.21) 691,665 (-14.10) 베이스라인 15,050 11,541 9,915 7,091 12,209 13,691 6,137 6,079 6,872 9,506 15,705-8,422 (-46.37) -2,870 (-22.28) 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 21 농가수취가격 ( 원 /80kg) 시나리오 1 시나리오 2 160,462 (-3.09) 160,462 (-3.09) 169,090 (1.42) 168,206 (0.89) 174,921 (4.62) 172,898 (3.41) 166,500 (-4.19) 167,752 (-3.47) 140,961 (-15.05) 140,924 (-15.07) 151,950 (-8.08) 149,671 (-9.46) 168,455 (-5.26) 162,948 (-8.35) 175,853 (-5.09) 170,980 (-7.72) 169,012 (-9.82) 165,279 (-11.81) 154,885 (-16.23) 154,469 (-16.45) -13,868 (-7.75) -15,521 (-8.67) 시나리오 3 160,462 (-3.09) 168,662 (1.16) 174,101 (4.13) 166,987 (-3.91) 140,918 (-15.07) 151,342 (-8.45) 166,994 (-6.08) 174,545 (-5.80) 168,009 (-10.36) 154,725 (-16.31) 138,275 (-24.43) 농가소득 ( 원 /10a) 시나리오 1 시나리오 2 578,116 (-14.19) 673,700 628,049 (-6.47) 671,472 582,604 (-3.73) 605,165 730,097 (-0.62) 734,628 627,988 (-11.28) 693,398 (-2.04) 520,430 (-14.24) 593,853 (-2.15) 722,315 (2.98) 702,373 (0.13) 700,150 (2.63) 683,372 (0.17) 774,351 (2.06) 759,939 (0.16) 737,803 (-3.51) 736,127 (-3.72) 시나리오 3 622,383 (-7.62) 626,725 (-6.66) 580,220 (-4.12) 731,862 (-0.38) 639,789 (-9.61) 546,116 (-10.01) 717,050 (2.23) 695,666 (1.97) 770,493 (1.55) 737,157 (-3.59) -38,036 (-5.50) -13,727 (-1.79) -32,069 (-4.58) 정부지출 ( 억원 ) 시나리오 1 시나리오 2 6,042 (-59.85) 15,050 7,168 (-37.89) 11,541 7,126 (-28.14) 9,915 7,091 7,091 6,273 (-48.62) 11,140 (-8.76) 6,189 (-54.80) 12,643 (-7.66) 6,137 6,137 6,079 6,079 6,872 6,872 7,557 (-20.50) 7,557 (-20.50) 8,422 (-46.37) 9,333 (-40.57) -3,531 (-26.92) -949 (-7.04) 시나리오 3 10,214 (-32.13) 7,168 (-37.89) 7,126 (-28.14) 7,091 7,161 (-41.34) 8,398 (-38.66) 6,137 6,079 6,872 7,557 (-20.50) 주 : 괄호안의숫자는베이스라인대비시나리오별증감분 (%) 을의미함.

변수구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 평균증감률 0.36 (0.46) 0.04 (0.06) 0.27 (0.35) 0.00 0.00 0.00 0.12 (0.19) 0.02 (0.02) 0.09 (0.14) -0.69 (-0.03) -0.14-0.54 (-0.02) 22 제 40 권제 4 호 부록 2. 쌀변동직불제시나리오별콩수급 소득영향비교 재배면적 ( 천 ha) 1 인당소비량 (kg) 연말재고량 ( 천톤 ) 농가수취가격 ( 원 /1kg) 베이스라인 105.4 90.2 76.3 75.2 70.3 71.4 77.8 80.8 80.0 74.7 56.7 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 105.4 105.4 105.4 91.1 (0.99) 90.2 90.7 (0.52) 76.9 (0.79) 76.3 76.7 (0.63) 75.7 (0.56) 75.2 75.6 (0.51) 70.5 (0.27) 70.3 70.4 (0.24) 72.0 (0.87) 71.5 (0.13) 72.0 (0.74) 78.8 (1.26) 78.0 (0.18) 78.6 (0.93) 81.1 (0.31) 80.9 (0.06) 81.0 (0.23) 80.0 (-0.02) 80.0 (0.02) 80.0 (-0.02) 74.6 (-0.13) 74.7 74.6 (-0.10) 베이스라인 9.1 9.1 7.7 7.8 8.5 8.0 8.2 8.1 8.3 8.4 8.3 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 9.1 9.1 9.1 9.1 (0.04) 9.1 9. 1(0.02) 7.7 7.7 7.7 7.8 7.8 7.8 8.5 8.5 8.5 8.0 (0.01) 8.0 8.0 (0.01) 8.2 (0.02) 8.2 8.2 (0.01) 8.1 (-0.02) 8.1 8.1 (-0.01) 8.3 (-0.01) 8.3 8.3 (-0.01) 8.4 8.4 8.4 베이스라인 66.0 40.0 83.0 73.0 67.0 62.0 54.0 61.0 147.0 129.0 115.8 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 66.0 66.0 66.0 40.2 (0.41) 40.0 40.1 (0.21) 83.3 (0.31) 83.0 83.2 (0.22) 73.2 (0.26) 73.0 73.2 (0.22) 67.1 (0.15) 67.0 67.1 (0.13) 62.2 (0.27) 62.0 (0.04) 62.1 (0.23) 54.3 (0.51) 54.0 (0.07) 54.2 (0.38) 61.1 (0.21) 61.0 (0.04) 61.1 (0.15) 147.1 (0.04) 147.0 (0.01) 147.0 (0.03) 129.0 (-0.04) 129.0 129.0 (-0.03) 베이스라인 2,202 1,890 3,155 3,049 3,211 5,184 4,627 5,327 3,702 3,321 3,849 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 2,202 2,202 2,202 1,883 (-0.33) 1,890 1,886 (-0.17) 3,156 (0.02) 3,155 3,154 (-0.03) 3,049 (-0.01) 3,049 3,049 (-0.02) 주 : 괄호안의숫자는베이스라인대비시나리오별증감분 (%) 을의미함. 3,212 (0.02) 3,211 3,212 (0.02) 5,180 (-0.07) 5,183 (-0.01) 5,181 (-0.05) 4,622 (-0.12) 4,627 (-0.02) 4,624 (-0.08) 5,331 (0.08) 5,327 (0.01) 5,330 (0.06) 3,704 (0.05) 3,702 (0.01) 3,704 (0.04) 3,322 (0.03) 3,321 3,321 (0.02) 56.8 (0.18) 56.8 (0.24) 56.8 (0.19) 8.3 8.3 8.3 115.8 (0.02) 115.9 (0.06) 115.8 (0.03) 3,848 (-0.02) 3,848 (-0.02) 3,848 (-0.02)

변수구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 베이스라인 56.5 53.7 53.8 48.6 38.5 29.1 21.2 25.7 30.5 34.2 36.6 36.6 (-0.03) 베이스라인 6.5 6.3 6.1 6.0 6.2 6.3 6.5 6.1 6.4 6.3 6.2 6.2 (-0.01) 6.2 (-0.01) 베이스라인 270 277 213 204 142 98 57 39 62 80 96 96 (-0.08) 96 (-0.01) 96 (-0.06) 평균증감률 -0.01 (-0.03) -0.00 0.00 (0.01) 0.00 0.00 (0.01) -0.04 (-0.07) -0.00-0.03 (-0.05) 쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 23 부록 3. 쌀변동직불제시나리오별보리수급 소득영향비교 재배면적 ( 천 ha) 시나리오 1 시나리오 2 56.5 56.5 53.7 53.7 53.8 53.8 48.6 48.6 38.5 38.5 29.1 29.1 21.2 (-0.04) 21.2 25.7 (-0.07) 25.7 30.5 (-0.06) 30.5 34.2 (-0.09) 34.2 (-0.01) 36.6 (-0.04) 36.6 시나리오 3 56.5 53.7 53.8 48.6 38.5 29.1 21.2 (-0.03) 25.7 (-0.05) 30.5 (-0.04) 34.2 (-0.06) -0.01 (-0.02) 1 인당소비량 (kg) 시나리오 1 시나리오 2 6.5 6.5 6.3 6.3 6.1 6.1 6.0 6.0 6.2 6.2 6.3 (0.01) 6.3 (0.01) 6.6 (0.02) 6.5 (0.01) 6.1 (0.02) 6.1 (0.01) 6.4 (0.02) 6.4 (0.01) 6.3 (0.01) 6.3 (0.01) 시나리오 3 6.5 6.3 6.1 6.0 6.2 6.3 (0.01) 6.6 (0.02) 6.1 (0.02) 6.4 (0.02) 6.3 (0.01) 6.2 (-0.01) 연말재고량 ( 천톤 ) 시나리오 1 시나리오 2 270 270 277 277 213 213 204 204 142 142 98 (-0.01) 98 57 (-0.11) 57 39 (-0.25) 39 (-0.01) 62 (-0.19) 62 (-0.01) 80 (-0.15) 80 (-0.01) 시나리오 3 270 277 213 204 142 98 (-0.01) 57 (-0.08) 39 (-0.19) 62 (-0.14) 80 (-0.11) 주 : 괄호안의숫자는베이스라인대비시나리오별증감분 (%) 을의미함.

변수구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 베이스라인 1.7 1.9 2.5 5.1 12.5 13.0 9.5 7.4 7.2 10.1 7.8 베이스라인 43.3 43.9 42.1 42.1 43.7 44.5 44.7 41.7 41.7 42.2 41.7 베이스라인 389 440 414 458 432 516 491 446 444 455 459 449.4 7.8 (0.56) 41.7 41.7 459 (0.02) 459 (0.01) 459 (0.02) 평균증감률 0.02 (0.25) 0.00 (0.01) 0.01 (0.03) 0.00 0.01 (0.02) -0.46 (-0.10) -0.02-0.32 (-0.07) 24 제 40 권제 4 호 부록 4. 쌀변동직불제시나리오별밀수급 소득영향비교 재배면적 ( 천 ha) 시나리오 1 시나리오 2 1.7 1.7 1.9 1.9 2.5 2.5 5.1 5.1 12.5 12.5 13.0 (0.01) 13.0 9.5 (0.19) 9.5 7.4 (0.45) 7.4 (0.01) 7.2 (0.58) 7.2 (0.02) 10.2 (0.81) 10.1 (0.04) 7.8 (0.76) 7.8 (0.04) 시나리오 3 1.7 1.9 2.5 5.1 12.5 13.0 9.5 (0.14) 7.4 (0.33) 7.2 (0.42) 10.1 (0.61) 0.02 (0.19) 1 인당소비량 (kg) 시나리오 1 시나리오 2 43.3 43.3 43.9 (0.01) 43.9 42.1 (0.05) 42.1 42.1 42.1 43.7 43.7 44.6 (0.02) 44.5 44.7 (0.05) 44.7 41.7 (0.06) 41.7 41.7 (0.06) 41.7 42.2 (0.03) 42.2 시나리오 3 43.3 43.9 (0.01) 42.1 (0.03) 42.1 43.7 44.6 (0.01) 44.7 (0.04) 41.7 (0.05) 41.7 (0.05) 42.2 (0.02) 41.7 연말재고량 ( 천톤 ) 시나리오 1 시나리오 2 389 389 440 (-0.10) 440 413 (-0.21) 414 458 (0.05) 458 432 432 515 (-0.12) 516 490 (-0.27) 491 (-0.01) 445 (-0.25) 446 (-0.02) 443 (-0.21) 444 (-0.02) 455 (-0.02) 455 시나리오 3 389 440 (-0.05) 413 (-0.12) 458 (0.03) 432 516 (-0.09) 490 (-0.20) 445 (-0.19) 443 (-0.16) 455 (-0.01) 주 : 괄호안의숫자는베이스라인대비시나리오별증감분 (%) 을의미함.

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 25 참고문헌 고성보, 김배성. 2012. 한라봉수급전망모형개발연구. 한국산학기술학회논문지 제13권제11호. pp. 5163-5168. UCI: G704-001653.2012.13.11.088. 2014. 한 중 FTA 체결에따른제주노지감귤파급영향분석. 한국산학기술학회논문지 제15권제2호. pp. 838-844. UCI: G704-001653.2014.15.2.067 금태환. 2012. 한국농업법의과제. 행정법연구 제32호. pp. 31-54. UCI: G704-001312.2012. 32.006 김병택, 김정호. 2005. 쌀농업구조조정의당위성과한계. 농업경영 정책연구 제32권제3호. pp. 526-547. UCI: G704-000650.2005.32.3.008 김배성, 고봉현. 2014. 제주월동무중장기수급전망모형의개발. 한국산학기술학회논문지 제15 권제3호. pp. 1471-1477. UCI: G704-001653.2014.15.3.037 김배성, 김충현, 조재환, 이남수. 2015. 양식넙치중장기시장규모추정. 한국산학기술학회논문지 제16권제11호. pp. 7781-7787. UCI: G704-001653.2015.16.11.031 김윤식. 2006. 한국과미국의쌀직접지불정책의생산중립성분석. 농촌경제 제29권제3호. pp. 19-32. UCI: G704-000576.2006.29.3.001 김윤종. 2013. 농가소득안정정책 연구보고서 D352. 한국농촌경제연구원. 김종진, 김종인, 조남욱. 2017. 2017년산쌀수급전망과파종기과제. 현안분석제31호 (2017.4.20.). 한국농촌경제연구원. 농림축산식품부. 2015. 중장기쌀수급안정대책. 농림축산식품부.. 각연도. 농림축산식품주요통계. 박동규, 김태훈, 승준호, 조남욱. 2016. 중장기곡물수급분석및대응방향수립. 연구보고서 C2016-14. 한국농촌경제연구원. 박준기, 오내원, 유찬희, 김종인, 박지연. 2016. 농업직접지불제운영현황분석및발전방안연구. 한국농촌경제연구원. 사공용. 2007. 소득보전직불제의생산연계성계측 : 농가별생산비용차이를고려한시뮬레이션평가. 농업경제연구 제48권제1호. pp. 1-22. UCI: G704-000586.2007.48.1.001 서세욱. 2016. 쌀소득보전직불제의효과와개선방안. 예산정책연구 제5권제1호. pp. 147-176. UCI:G704-SER000004172.2016.5.1.005 서홍석, 김충현. 2016. 농업부문전망모형 KREI-KASMO 2016 운용 개발연구. 연구보고서 M145. 한국농촌경제연구원. 안병일. 2015. 쌀소득보전직불제가쌀재배면적에미치는영향분석. 농업경영정책연구 제42권 제3호. pp. 467-486. UCI: G704-000650.2015.42.3.005 유찬희, 박준기, 김종인, 박지연. 2016. 직접지불제효과분석과개선방안연구 (1/2차년도 ). 연구보고서 R800. 한국농촌경제연구원. 이용기. 2005. 한국의쌀산업직접지불제와디커플링. 농업경제연구 제46권제4호. pp. 215-233. UCI: G704-000586.2005.46.4.003

26 제 40 권제 4 호. 2007. 직접지불을통한쌀농가소득지원정책의효율성분석. 농업경제연구 제48권제4 호. pp. 69-89. UCI: G704-000586.2007.48.4.003. 2014. 쌀고정직불금인상의효과와적정수준에관한연구. 농업경영 정책연구 제41권 제4호. pp. 643-665. UCI: G704-000650.2014.41.4.007 이용기, 이동명. 2011. 쌀직불제하에서생산조정제도입의효과. 농업경제연구 제52권제1호. pp. 1-27. UCI: G704-000586.2011.52.1.003 이정환. 2009. 잊혀진쌀소득보전직불제의문제와개편방안. 시선집중 GSnJ 제71호. GSnJ Institute.. 2013. 쌀소득및 FTA피해보전직불제, CCP가답이다. 시선집중 GSnJ 제161호. GSnJ Institute.. 2017. 농업의가격조건악화대책 : 가격변동대응직불. 시선집중 GSnJ 제233호. GSnJ Institute. 이정환, 김명환, 표유리. 2015. 긴급제안, 쌀수급문제의해법. 시선집중 GSnJ 제210호. GSnJ Institute. 조재성, 송우진, 이용건, 윤정현. 2014. 축산관측사업정밀도제고및정책연계프로그램구축연구- 한우수급전망모형구축연구. 연구보고서 C2014-19. 한국농촌경제연구원. 지성태. 2017.10.27. 겨울미나리 와현상유지편향. KREI논단. 최병옥, 김배성. 2014. 약용작물오미자의중장기수급전망분석. 한국산학기술학회논문지 제15 권제5호. pp. 2689-2694. UCI: G704-001653.2014.15.5.002 한석호, 서홍석, 염정완, 김충현. 2015a. 농업부문전망모형 KREI-KASMO 2015 운용 개발연구. 연구보고서 M137. 한국농촌경제연구원. 한석호, 정민국, 남경수, 정호연, 이수환. 2015b. 기체결 FTA 사후영향평가모형개발을위한기초연 구. 연구보고서 P205. 한국농촌경제연구원. 한석호, 염정완, 서홍석. 2016. 사과 SPS 수입금지조치해제의경제적효과실증분석 : 가격격차 (price-wedge) 방법론의적용. 농촌경제 제39권제3호. pp. 49-77. UCI: G704-000576. 2016.39.3.003 한석호. 2016. 한 EU FTA농업부문사후영향평가. 한국산학기술학회논문지 제17권제7호. pp. 648-655. UCI: G704-001653.2016.17.7.051 Bhaskar, A. and Beghin, J. C. 2009. How coupled are decoupled farm payments? A review of the evidence. Journal of Agricultural and Resource Economics. pp. 130-153. Cagan, P. 1956. The monetary dynamics of inflation. In: Friedman, M., Studies in the Quantity Theory of Money, The University of Chicago Press, Chicago. pp. 25-117. Godfrey, L.G. 1978. Testing Against General Autoregressive and Moving Average Error Models when the Regressors Include Lagged Dependent Variables. Econometrica. vol. 46, no. 6, pp. 1293-1301. doi:10.2307/1913829

쌀공급과잉, 높은목표가격이원인인가? 27 Goodwin, B and Mishra, A.K. 2006. Are Decoupled Farm Program Payments Really Decoupled? An Empirical Evaluation. American Journal of Agricultural Economics. vol. 88, no. 1, pp. 73-89. doi:10.1111/j.1467-8276.2006.00839.x Koyck, L.M. 1954. Distributed Lags and Investment Analysis. North-Holland Publishing Co., Amsterdam. doi:10.1017/s1373971900069778 Lee, J. 1965. Allocating Farm Resources between Farm and Non-farm Uses. American Journal of Agricultural Economics. vol. 47, no. 1, pp. 83-92. doi:10.2307/1236155 Nerlove, M. 1956. Estimates of the Elasticity of Supply of Selected Agricultural Commodities. Journal of Farm Economics. vol. 38, no. 2, pp. 496-509. doi:10.2307/1234389. 1958. The Dynamics of Supply: Estimation of farmer response to price. Baltimore: The Johns Hopkins Press. Newey, W. and West K.D. 1994. Automatic Lag Selection in Covariance Matrix Estimation. Review of Economic Studies. vol. 61, no. 4, pp. 631-653. doi:10.2307/2297912 Sumner, D.A. 2000. Domestic Support and the WTO Negotiations. Australian Journal of Agricultural and Resource Economics. vol. 44, no. 3, pp. 457-474. doi:10.1111/1467-8489.00120 Womack, A. 1976. The U.S. Demand for Corn, Sorghum, Oats and Barley: An Econometric Analysis. Economic Report, 76-5. University of Minnesota, Dept. of Agricultural and Applied Economics. Young, C.E. and Westcott, P.C. 2000. How Decoupled is U.S. Agricultural Support for Major Crops? American Journal of Agricultural Economics. vol. 82, pp. 762-767. doi:10.1111/0002-9092.00076 원고접수일 : 2017년 5월 12일 원고심사일 : 2017년 7월 13일 심사완료일 : 2017년 12월 15일

제 40 권제 4 호 : 29~46 29 식품비지출변화의요인분해 김성용 * Keywords 가구식품비지출 (household food expenditure), 지출불균등 (expenditure inequality), 인구사회요인 (socio-demographic factors), 가계동향조사 (Household Income and Expenditure Survey), 분해법 (decomposition method) Abstract Focusing on the changes in the demographic spectrum of Korean society in recent years, this paper decomposes the changes in Korean households food expenditures into various socio-demographic factors and examines how much each explanatory factor accounts for changes in the expenditures by food items. The changes in the food expenditures were evaluated by two measures: average expenditures and expenditure inequality. The demographic factors include the age of household head, the shares of single-person households and households with two or more persons, household income, the share of dual income households, and the share of female households. According to the estimation results, the socio-demographic effects as well as preference effects were found to significantly influence the changes in the average food expenditures between 2006 and 2015. Also, it was found that the factors mostly contributing to rising food expenditure inequality were the increase in the age of the household heads and the decrease in the share of the households with two or more persons. These findings imply that it is necessary to establish a public food assistance system for nutritionally vulnerable groups such as elderly households and low income households. 차례 1. 서론 2. 분석방법 3. 이용자료및분석결과 4. 요약및결론 * 경상대학교식품자원경제학과교수, 농업생명과학원책임연구원. e-mail: sungyong@gnu.ac.kr

30 제 40 권제 4 호 1. 서론 식품소비에영향을주는여러요인가운데주목할점은 2000년대후반이후우리나라에서나타나고있는인구사회요인의변화이다. 통계청의 2015년인구주택총조사에따르면우리나라사회는가구구성및연령분포측면에서구조적인변화를겪고있다. 1인가구의비중은 2005년 20% 에서 2015년 27.2% 로늘어나, 1인가구가우리나라에서가장주된가구유형이되었다. 또한급속한인구고령화로인해 65세이상노인의비중이 2005 년 9.3% 에서 2015년 13.2% 로늘어났으며, 가구주연령이 65세이상인고령자가구의비중도같은기간 14.7% 에서 19.3% 로증가하였다. 동일기간동안가구주중위연령도 46.7 세에서 50.8세로늘어났다. 이러한인구사회구성의변화는가구의식품부류별지출에상당한변화를주었을것으로판단된다. 식품비지출의변화가인구사회요인에의해어떠한영향을받는지를각요인별로분해하고그요인별로기여도를측정할수있다면, 해당영향요인의변화에따라향후식품비지출이어떻게달라질것인지를가늠해볼수있을것이다. 이러한측면에서식품비지출의인구사회요인별분해는 식품제조및유통업체가매출확대를위해관심을두어야할고객층이누구인가 라는식품마케팅측면뿐만아니라, 소비감소로인해영양적으로취약해질계층에대한식품비지원이나인구사회구조변화에따라향후정체내지감소가예상되는식품산업을위한대책마련차원에서도유용할것이다. 그동안우리나라에서도한국사회의인구구성변화에주목하면서식품비지출에대한인구사회요인의영향력을규명한연구가몇몇있다. 우리나라식품소비지출의구조와변화를다양한측면에서종합적으로분석한한국농촌경제연구원의연구 ( 이계임외 2007, 2016) 가대표적이다. 이외에도이헌동외 (2016), 이용회외 (2014) 는인구고령화에주목하여식품비지출에대한노인가구증가나가구주연령의효과를다년간의가계지출자료를사용하여분석하였다. 김성용 (2008) 은시계열자료를이용하여식품소비의변화요인을가구원수증가, 여성의경제활동참여증가, 평균연령의증가등으로구분하고각요인별기여도를분석한바가있다. 하지만이들연구는지출액에대한각인구사회요인들의영향정도는분석하였지만지출액변화에대한각요인별기여도는규명하지는않거나 ( 이헌동외 2016; 이용호외 2014), 여러해시계열자료로부터추정한평균적인수요탄성치에근거한분해분석으로인해서로다른두시점에서발생할수있는수요탄성치의변화나또는선호변화의효과를고려하지못한 ( 김성용 2008) 측면에서전술한연구문제의답을제공하는데에는다소한계가있다.

식품비지출변화의요인분해 31 이연구는 2000년대중반이후에우리나라가구의식품비지출에서나타난변화를각인구사회요인별로분해하는것을목적으로하며, 전술한선행연구와비교하여다음과같은측면에서차별성을갖는다. 첫째, 인구고령화와같이어느한요인의영향력에집중하기보다는식품비지출의변화를여러인구사회요인별로구분하여그영향정도의기여도를분해하는데주안점을두었다. 둘째, 시계열자료보다는인구사회요인의영향력을규명하는데보다적합한횡단면가계지출자료를분석에사용하였고, 횡단면가계지출자료에적합한과학적이고엄밀한분해방법 (decomposition method) 을이용하였다. 즉, 지출액변화의요인을분해할때인구사회요인뿐만아니라선호변화의효과까지도고려함으로써인구사회요인의효과를좀더엄밀하게분석하고자하였다. 셋째, 두시점에서나타난식품비지출의변화는평균지출액의변화뿐만아니라가구간지출액의격차즉, 지출불균등도의변화도아울러살펴보았다. 넷째, 평균지출액과지출액의분포, 두가지측면에서발생한식품비지출의변화를다양한인구사회적인영향요인으로분해함으로써, 예컨대최근사회적이슈로등장하고있는 1인가구및노인가구비중증가, 인구고령화, 맞벌이부부증가등의요인들이식품비지출변화에얼마나기여했는지파악할수있도록그영향정도를수치화하였다. 논문의구성은다음과같다. 2절에서는횡단면가계지출자료를사용하여두시점에서나타난지출구조의변화를요인별로분해하는방법에대해설명하고, 3절에서는분석에사용된자료와분해분석결과를기술한다. 마지막 4절은요약과시사점이다. 2. 분석방법 2.1. 지출변화의요인별분해분석 두시점 와 가있고, 가 보다앞선시점이라고하자. 이때두시점에서발생한 식품비지출액 ( ) 의차이를평균값을기준으로나타내면다음과같다. 여기서, 는 의평균값을의미한다. 식품비지출액에영향을주는여러인구 사회요인들을 라고하고, 를시점이라고

32 제 40 권제 4 호 할때이들요인의영향을선형모형 을사용하여 추정하면, 두시점사이에서나타난지출액의차이는다음과같이표현할수있다. 1 (1) 두시점의지출액차이를요인별로분해하기위해식 (1) 을재배열하면다음과같다. 2 (2) 위의식에서첫번째항은두시점에서나타난영향요인의평균값차이가두시점간지출액의차이에기여하는정도를나타낸다고할수있고, 두번째항은두시점에서나타난영향요인의계수값즉, 한계효과차이가기여하는정도를, 세번째항은두시점간영향요인의평균값과한계효과의차이가결합된효과가기여하는정도를각각의미한다. 예를들어, 가가구주연령이라고한다면식 (2) 의첫번째항은두시점간가구주의평균연령의차이에기인한식품비지출액의차이를, 두번째항은두시점간가구주연령의한계효과차이에기인한식품비지출액의차이를, 세번째항은두시점간가구주연령의평균값과한계효과의차이가결합된효과를각각나타낸다. 식 (2) 에서영향요인 의값이두시점사이에서변하지않았는데도한계효과를나타내는계수값이두시점사이에서달라졌다면이는선호의변화로해석할수있을것이다. 예를들어, 가구주평균연령이두시점에서동일하지만, 지출액의추정모형에서가구주연령에대응하는계수값이두시점에서서로다르게나타났다면, 두시점에서지출액의차이는두시점사이에가구주연령이외에연구자가관찰할수없는다른요인에의해발생한것으로간주할수있기때문에, 이는가구주연령과관련된선호변화로해석하여도무방할것이다. 따라서식 (2) 에서첫번째항은두시점사이의인구사회요인의변화에기인한지출액의변화를해석하고 ( 이를 인구사회요인의변화에의한효과 라고부르겠다 ), 두번째와세번째항을합하여두시점사이의선호변화에기인한지출액의변화 ( 이를 선호변화에의한효과 라고부르겠다 ) 로해석할수있다. 논의를더진행하기전에생각해봐야점은선호변화가어느시점에발생하느냐하는점이다. 두시점사이의지출 1. 가정에의해 2 이러한분해기법은두집단 ( 또는시점 ) 의격차를요인별로분해하는 Blinder-Oaxaca 분해기법 (decomposition) 으로알려져있다 (Blinder 1973; Oaxaca 1973).

식품비지출변화의요인분해 33 액변화를식 (2) 와같이분해하여표현할경우, 우리는암묵적으로선호변화가시점 A에서발생한것으로간주한다. 하지만식품소비의경우선호변화는지출을증가시키는쪽이든아니면반대로감소시키는쪽이든, 어느한쪽방향으로 ( 달리말하면, 어느한시점에서만 ) 나타나기보다는두시점에서모두발생할수있다. 이러한점을모형분석에감안하기위하여, 다음과같이선호변화가없는시기에대응하는가상의계수값 를가정하여식 (2) 를다시쓰면다음과같다. (3) 여기서첫째항 는두시점사이에선호변화가없다고할때인구사회적인요인의변화로인해나타나는지출액의차이를의미한다. 둘째항 은두시점사이에발생한인구사회적인요인이 외의다른영향요인, 즉, 연구자가관찰할수없는선호변화에의해나타난지출액의차이를의미한다. 식 (3) 에서둘째항의의미를좀더명확하게설명하면다음과같다. 만약 를각각시점 A와시점 B에서의선호변화를나타내는파라메타라고한다면, 이다. 따라서식 (3) 의두번째항은다음과같이표현된다. (4) 위의식 (4) 에서첫번째항은시점 A에서나타난선호변화로지출액을증가시키는측면의선호변화인반면, 두번째항은시점 B에서나타난선호변화로지출액을감소시키는측면의선호변화를나타낸다. 따라서식 (3) 에의해지출액의변화를요인별로분해할경우, 각항이주는의미가보다분명해지고두시점에서나타난양방향의선호변화를모두반영할수있기때문에요인분해분석에식 (3) 이식 (2) 보다적절하다. 3 식 (3) 에의해두시점에서나타난지출액의차이를요인별로분해할경우어려운점은 를어떻게추정하느냐는점이다. 의추정방식으로세가지방법이제안된바가있다 (Jan 2008). 첫째는 으로두시점계수값 와 의평균치를사용하는방법이며, 둘째는두시점에대한계수값을각시점의표본수 ( ) 비중을가중치 3 이에대한자세한사항은다양한형태의분해분석법에대해논의한 Jann(2008) 을참조.

34 제 40 권제 4 호 로사용하여가중평균한 를사용하는것이며, 셋째는두 시점자료를풀링하여회귀분석한후의계수추정값을이용하는것이다. 가구해지면인구 사회요인을구성하는세부요인들의효과는다음과같은 분해방식을적용하여구할수있다. (5) 두시점간의지출액을로그변환한후에위의분해방법을적용하면, 식 (3) 의좌변은두시점에서나타난지출액의변화율을의미하기때문에지출액의변화율을인구사회요인의변화에기인한비율과선호변화효과에기인한비율로구분하여나타낼수있다. 또한식 (5) 를적용하면인구사회요인의변화에의한효과는각세부요인별로다시분해하여그기여도를계산하는것이가능하다. 2.2. 지출액격차의요인분해 지출액의차이를평균값을기준으로요인분해하는것에추가하여, 석상훈 (2010) 의논의를따라가구간지출액의격차 ( 또는불균등도 ) 가두시점에서차이가난다면어떠한요인에의한것인지, 앞절과같은맥락에서요인분해가가능하다. Fields(2003) 가제안한방법에따르면가구간지출액의격차를전술한인구사회요인별로분해가가능하다. 다음의식 (6) 은앞절에서언급한식품비지출액과영향요인간의관계를나타낸다. (6) 위의지출함수식을최소자승법으로추정하여각설명변수의계수값을구하면, Fields(2003) 와 Shorrocks(1983) 에따라가구간지출액의격차에각설명변수와잔차가 기여하는정도는다음과같이구할수있다. (7) 여기서 는인구사회요인 ( 예를들면, 가구주연령 ) 가지출액격차에기여한

식품비지출변화의요인분해 35 정도를나타낸다. 는인구사회요인 와그계수추정값을곱한 와지출액 의공분산을의미하며, 은지출액의분산을각각의미한다. 4 어느한시점에서가구간식품비지출액의격차 ( 이하불균등도 ) 를측정하는값을 라고하자. 두시점에서나타난지출액불균등도의차이는인구사회요인 와잔차요인이기여한정도의차이에관한식으로표현할수있다. (8) 따라서두시점에서나타난지출액불균등도의차이에서인구사회요인 가기여하는 비중 은다음의식 (9) 와같게된다. 식 (10) 은각인구사회요인과잔차요인의퍼센 트기여도합계가 100% 가됨을의미한다. (9) (10) 3. 이용자료및분석결과 3.1. 이용자료 통계청의가계조사자료중 2006 2015년의연간자료를분석에사용하였다. 1인가구증가의영향을분석하기위해 1인가구가가계조사의표본가구로포함되기시작한 2006 년자료를분석기간의시점으로사용하였다. 분해분석은두시점간에나타난지출액변화의요인을살펴보는것이므로, 분석시점을 2006년과 2015년으로정하였다. 4 이러한분해방식은소득불균등도를소득원천, 즉근로소득, 금융소득, 이전소득등으로분해하는법을각각의인구사회요인값에그대로적용한것으로자세한것은 Fields(2003) 를참조.

36 제 40 권제 4 호 두시점간평균지출액과지출액의가구별격차 ( 불균등도 ) 의변화를설명하는인구사회요인으로지난수년간우리나라사회가겪고있는인구사회구성의변화즉 1인가구증가, 인구고령화추세, 여성의경제활동참여증가등에주목하면서, 식 (3) 과 (6) 의추정에다음과같은범주의설명변수를사용하였다. 5 인구고령화 : 가구주연령, 1인노인가구의비중, 2인이상노인가구의비중 1인가구의비중 : 가주주연령에따라 65세이상인가구비중, 40~64세인가구비중, 39세이하인가구비중 가구원수 : 가구주연령이 65세이하인 2인가구와 3인이상가구의비중 여성의경제활동참여 : 맞벌이가구의비중 학력분포 : 중졸이하, 고졸, 대졸이상등가구주교육수준별비중 소득수준 : 월평균가구소득 여성가구주 위에서설명변수로선정된인구사회요인에대해좀더논의를해보면, 연령변화의영향은우선인구고령화의영향을직접적으로살펴보기위하여노인가구의비중을설명변수로사용하였는데, 가구규모에따라 1인노인가구와 2인이상노인가구로나누어살펴보았다. 또한가구주연령이평균적으로증가하는경향을반영하기위하여가구주연령을설명변수에포함하였다. 1인가구의증가는가구주연령에따라그영향정도가다를것으로판단하여가구주연령이 65세이상인 1인가구, 40세이상 64세이하인 1인가구, 39세이하인 1인가구로세분하였다. 따라서 65세이상 1인가구의비중은인구고령화의효과뿐만아니라 1인가구의증가효과도반영하는변수로사용된다. 평균적인가구원수의감소영향을살펴보기위하여 1인가구의비중이설명변수로사용된점을감안하여가구원수보다는 2인가구와 3인이상가구비중을설명변수로사용하였다. 인구사회요인변수들의값이 2006년과 2015년사이에어떻게변했는가를살펴보기위해표본가구의인구사회특성을요약한것이 < 표 1> 이다. < 표 1> 에서보듯이두시점간가구주의평균연령은 47.9세에서 53.6세로 5.7세나증가하였으며, 1인가구비중도 39세이하를제외한전연령층에서늘어났다. 2인가구의비중은 19.5% 에서 23.3% 로크게증가한반면, 3인이상가구의비중은 59.9% 에서 47.1% 로감소하였다. 동기간 65세이상 5 횡단면자료임에도 1 인가구비중, 노인가구비중, 맞벌이가구의비중등설명변수값에서비중이라는표현은사용한것은두시점간에이들변수의평균값의차이를나타내기위함이다.

식품비지출변화의요인분해 37 노인가구의비중은 9.3% 에서 18.8% 로두배나늘었다. 여성의경제활동참여로맞벌이부부의비중도 27.5% 에서 32.0% 로늘었으며, 여성가구주비중도 26.6% 에서 29.5% 로늘었다. 월평균가구소득은 34% 가량증가하였으며, 교육수준향상으로고졸이하의가구주비중은줄어든반면, 대졸이상의가구주비중이늘었다. 분석대상은가구원 1인당식품비지출액으로식품비지출액전체와곡류, 채소, 과일, 육류, 낙농품, 수산물, 가공식품, 외식에대한지출액이다. 부류별지출액의변화를측정하는데가구원 1인당지출액을적용하였는데, 1인당지출액은지출액을가구원수의제곱근값으로나누어계산하였다. 6 이렇게계산한 1인당식품비부류별지출액은로그변환하여사용하였다. 이러한로그변환과정은두시점에서나타난지출액의차이가두시점간지출액의변화율을나타내는장점이있다. 한편, 가구간지출액의격차를나타내는측정치로지니계수, 엔트로피지수등불균등도지수대신에, 이연구에서는가구특성별로분해가용이한로그변환된지출액의변이계수를사용하였다 (Fields 2003). 1 인가구비중 표 1. 연도별인구사회요인변수의기술통계량및관측치수 2006 2015 평균표준편차평균표준편차 가구주평균연령 ( 세 ) 47.8591 13.6657 53.6241 14.8601 65 세이상 0.0580 0.2338 0.0992 0.2989 40 64 세 0.0641 0.2450 0.0748 0.2630 39 세이하 0.0494 0.2166 0.0330 0.1785 65 세이상 2 인이상노인가구 0.0349 0.1836 0.0887 0.2843 가구주연령이 64 세이하 교육수준 2 인가구비중 0.1947 0.3960 0.2331 0.4228 3 인이상가구 0.5988 0.4902 0.4713 0.4992 맞벌이부부비중 0.2748 0.4465 0.3195 0.4663 중졸이하 0.2912 0.4543 0.2813 0.4496 고졸 0.3761 0.4844 0.3394 0.4735 대졸이상 0.3326 0.4712 0.3793 0.4852 월평균가구소득 ( 원 ) 2,690,255 2,050,102 3,608,184 2,627,243 여성가구주비중 0.2663 0.4420 0.2953 0.4562 관측치수 12,367 9,681 6 가구마다가구원의수와연령별분포가다르기때문에성인기준의 1 인당지출액을환산할때가구전체의지출액은가구원수의제곱근으로나누어계산하는것이일반적임 (OECD 2008).

38 제 40 권제 4 호 3.2. 분석결과 3.2.1. 지출액변화의요인별분해 식 (3) 에의해두시점간평균지출액의변화즉, 성장률을인구사회요인변화의효과와선호변화의효과로분해한결과가 < 표 2> 이다. 두시점간선호변화의효과를추정하기위해전술한방법가운데세번째방법인 2006년과 2015년가계조사자료를합하여 (pooling) 각설명변수의계수값을추정한다음, 이를 로사용하였다. 1인당식품비전체지출액의경우두시점간성장률이 20.85% 였는데, 이를요인별로구분하면인구사회요인의변화에의한부분이 60.9%, 선호변화에의한부분이 39.0% 였다. 전체식품비지출의경우두시점사이에나타난인구사회요인의변화나선호변화모두식품비지출을증가시키는요인으로작용하였다. 식품비지출변화에대한두요인의기여도를부류별로살펴보면, 다소큰차이를발견할수있다. 먼저, 동기간동안지출액이감소한품목부터살펴보면다음과같다. 곡류와수산물의 1인당지출액이감소하였는데, 이를요인별로분해하여보면인구사회요인의변화는지출을증가시키는정 (+) 의효과를가진반면, 선호변화는부 (-) 의효과를가지며기여도가상대적으로높아인구사회요인의효과를능가하였다. 달리말하면, 동기간동안인구사회요인의변화는곡물과수산물의지출을증가시켰으나선호변화로인하여이들품목의지출이큰폭으로줄어듦에따라, 지출액이감소한것으로해석할수있다. 동기간동안지출액이증가한품목에서도그요인을분해보면부류별로다른양상이나타났다. 육류, 과일, 낙농품, 가공식품의경우는인구사회요인과선호변화가모두지출을증가시켰는데, 선호변화의기여도가인구사회요인의기여도보다높았다. 반면, 채소, 외식비의경우는인구사회요인과선호변화가지출액변화에서로다른영향을주었다. 즉, 선호변화로인해이들품목의 1인당지출이감소하였으나, 인구사회요인에의한지출증가가이를상쇄함에따라전체적으로지출액이늘어났다. 이상의결과를요약하면, 식품의경우인구사회요인의변화는부류에관계없이지출을증가시키는요인으로작용하였고, 지출이감소한품목의경우는대부분이선호변화에기인한것이라할수있다. 하지만인구사회요인을세부요인으로구분하여보면전술한내용과다른얘기를할수있다. 인구사회요인의효과를세부요인별로분해하여각요인의기여도를분석한것이 < 표 3> 이다.

식품비지출변화의요인분해 39 표 2. 식품비지출변화의요인분해분석 : 인구사회요인변화와선호변화의효과 식품비전체곡류육류과일채소낙농품수산물가공식품외식비 지출액변화율 인구사회요인변화효과 선호변화효과 0.2085 *** 0.1270 *** 0.0815 *** (100.0%) (60.9%) (39%) -0.297 *** 0.123-0.420 *** (100.0%) (-41.5%) (142%) 0.4006 *** 0.1572 *** 0.2435 *** (100.0%) (39.2%) (61%) 0.2211 *** 0.1993 *** 0.0218 (100.0%) (90.1%) (10%) 0.0514 ** 0.1296 *** -0.0782 *** (100.0%) (252.2%) (-152%) 0.3012 *** 0.0314 *** 0.2698 *** (100.0%) (10.4%) (90%) -0.0449 * 0.1644 *** -0.2093 *** (100.0%) (-366.4%) (466%) 0.3590 *** 0.0671 *** 0.2920 *** (100.0%) (18.7%) (81%) 0.0953 *** 0.1510 *** -0.0557 * (100.0%) (158.5%) (-59%) 주 : *, **, *** 은각각 10%, 5%, 1% 수준에유의미함을나타냄. 식품비지출액의변화에대한인구사회요인별로기여도를살펴보면, 식품비전체와가공식품, 외식의경우지출액증가에소득증가의기여도가압도적이다. 하지만품목에따라서는가구소득보다다른인구사회요인의기여도가훨씬높은경우가있었다. 예를들면곡물, 채소의경우소득증가에비해가구주연령증가의기여도가높게나타났으며, 수산물경우도가구주연령증가효과가소득증가효과에못지않게높았다. 하지만낙농품과가공식품, 외식비의경우가구주연령증가는이들품목의지출을감소시키는요인으로작용하였다. 가구주연령증가에따른지출의감소폭이가장큰품목은낙농품이었고, 그다음이외식비, 가공식품의순서였다. 가구원수의감소즉, 3인이상가구의비중감소는식품부류에관계없이대체로지출액을유의미하게감소시키는것으로나타났다. 3인이상가구의비중감소로인해지출의감소효과가가장큰품목은낙농품이었고, 그다음이채소, 육류, 가공식품, 곡류등의순서였다. 반면, 2인가구비중의증가는지출액변화에유의미한영향을주지않았다. 1인가구의비중증가가식품비지출변화에기여한정도는가구주연령에따라다르게나타났다. 1인노인가구의비중증가는식품비전체, 육류, 가공식품, 외식비의 1인당지출

40 제 40 권제 4 호 액을유의미하게감소시키는요인으로작용했다. 품목가운데외식비의지출에서 1인노인가구의비중증가로인한효과가상대적으로크게나타났다. 하지만 64세이하 1인가구의비중증가는품목별로서로다른영향을주었다. 64세이하 1인가구의비중이늘어남에따라채소, 낙농품, 수산물, 가공식품에대한지출액은감소한반면, 식품비전체와외식비지출액은증가한것으로나타났으나기여도는그리높지않았다. 65세이상다인노인가구의비중증가로인해곡류, 육류, 과일, 채소, 수산물에대한지출은늘어난반면, 외식비지출은줄었다. 맞벌이부부의비중증가로식품비전체나과일의지출액은미미하게나마 (1% 내외의기여율 ) 줄어든반면, 육류, 채소, 낙농품, 외식비의지출액은늘었으나낙농품의제외하면기여도정도는크지않았다. 가구주의교육수준향상은대체로식품비지출을증가시키는요인으로작용하였다. 지출액증가에대한교육수준향상의기여도낙농품이가장컸고, 그다음이가공식품, 과일, 채소등의순서였다. 이상의결과를종합하면, 식품부류별지출액의변화에가장큰기여를한인구사회요인은가구소득증가를제외하면가구주연령의증가와 3인이상가구의비중감소 ( 달리말하면이들가구비중의감소로인한평균가구원수감소 ) 였다고말할수있다. 3.2.2 지출불균등도변화의요인분해 식품비지출액의불균등에대한인구사회요인별기여도와두시점간지출액의가구간격차즉, 불균등도의차이를요인별로분해한것이 < 표 4> 이다. 식품비지출액의불균등도를설명하는요인가운데잔차의기여도는 2006년 51.2%, 2015년 56.0% 로두시점에서모두절반이상이었다. 이러한잔차의영향은연구자가관찰할수없는요인이라는측면에서전술한선호변화의효과로이해할수있을것이다. 잔차의영향을제외한인구사회요인가운데식품비지출의불균등도에가장큰영향을준변수는가구소득의불균등도로, 기여율은 2006년 42.9%, 2015년 40.0% 이다. 이외에도지출불균등도를높이는인구사회요인은가구주학력수준, 여성가구주여부, 다인가구비중인반면, 지출불균등도를낮추는요인은가구주연령과 1인가구비중으로나타났다.

교육수준향상 가구소득증가 식품비지출변화의요인분해 41 표 3. 식품비지출변화에대한인구사회요인변화효과의세부요인별기여도 : 2006 15 년 합계 가구주평균연령증가 1 인가구비중증가 65 세이상 64 세이하 65 세이상다인가구비중증가 64 세이하다인가구비중 2 인가구 ( 비중증가 ) 3 인이상가구 ( 비중감소 ) 맞벌이부부비중증가 식품비전체 곡류 육류 과일 채소 낙농품 수산물 가공식품 외식비 0.1270 *** 0.0121 *** -0.0047 *** 0.0042 *** -0.0018 *** -0.0005 0.0027 *** -0.0009 ** 0.0054 *** 0.1105 *** (100.0%) (9.5% (-3.7%) (3.3%) (-1.4%) (-0.4%) (2.1%) (-0.7%) (4.3%) (87.0%) 0.123 *** 0.1071 *** -0.0028 0.0011 0.0067 *** -0.0008-0.0095 *** 0.0013-0.0014 0.0215 *** (100.0%) (86.9%) (-2.3%) (0.9%) (5.5%) (-0.6%) (-7.7%) (1.0%) (-1.2%) (17.5%) 0.1572 *** 0.0726 *** -0.0126 ** -0.0030 0.0037 *** -0.0012-0.0195 *** 0.0046 *** 0.0125 *** 0.1002 *** (100.0%) (46.2%) (-8.0%) (-1.9%) (2.3%) (-0.8%) (-12.4%) (2.9%) (7.9%) (63.8%) 0.1993 *** 0.0619 *** 0.0050 ** 0.0013 0.0028 *** -0.0013 0.0004-0.0032 *** 0.0181 *** 0.1142 *** (100.0%) (31.1%) (2.5%) (0.7%) (1.4%) (-0.7%) (0.2%) (-1.6%) (9.1%) (57.3%) 0.1296 *** 0.1016 *** -0.0007-0.0073 ** 0.0055 *** -0.0019-0.0166 *** 0.0011 * 0.0075 *** 0.0403 *** (100.0%) (78.4%) (-0.5%) (-5.6%) (4.2%) (-1.4%) (-12.8%) (0.8%) (5.8%) (31.1%) 0.0314 *** -0.030 *** -0.002-0.006 * 0.000 0.000-0.026 *** 0.004 *** 0.030 *** 0.062 *** (100.0%) (-95.9%) (-5.7%) (-18.1%) (-0.6%) (-0.3%) (-84.5%) (13.0%) (94.3%) (197.8%) 0.1644 *** 0.0821 *** 0.0022-0.0024 0.0055 *** -0.0014-0.0077 *** -0.0007 0.0034 ** 0.0834 *** (100.0%) (49.9%) (1.3%) (-1.4%) (3.4%) (-0.8%) (-4.7%) (-0.4%) (2.0%) (50.7%) 0.0671 ** -0.0065 *** -0.0024 * -0.0018 ** 0.0001-0.0002-0.0074 *** 0.0001 0.0159 *** 0.0693 *** (100.0%) (-9.7%) (-3.6%) (-2.6%) (0.2%) (-0.4%) (-11.1%) (0.1%) (23.7%) (103.4%) 0.1510 *** -0.0291 *** -0.0238 *** 0.0127 *** -0.0147 *** -0.0008-0.0041 *** 0.0031 *** 0.0096 *** 0.1981 *** (100.0%) (-19.3%) (-15.7%) (8.4%) (-9.7%) (-0.5%) (-2.7%) (2.0%) (6.3%) (131.2%) 주 : *, **, *** 은각각 10%, 5%, 1% 수준에유의미함을나타냄.

42 제 40 권제 4 호 2006년과 2015년두시점간지출불균등도의차이는 0.0023으로식품비지출의가구간격차가다소증가한것으로나타났다. 두시점간식품비지출불균등도의증가를잔차요인과인구사회요인별로분해한것이 < 표 4> 의네번째열이고, 각요인의기여도를퍼센트비율로표현한것이다섯번째열이다. 두시점사이에서지출불균등도가증가한것은여전히잔차요인의효과, 달리말하면선호변화의효과에기인한바가크다. 하지만분해결과에서주목할점은불균등도증가에대한가구소득의기여도는줄어들고부 (-) 의영향을나타낸반면, 가구주연령과 1인가구비중, 2인가구비중은두시점에서불균등도를증가시키는방향으로기여했다는점이다. 한편 3인가구비중, 가구주학력수준, 여성가구주비중은두기간식품비지출불균등도의차이를줄이는요인으로나타났다. 두시점에서나타난지출불균등도의차이를전술한식 (9) 에의해인구사회요인별로분해하여, 각요인별기여도를식품부류별로나타낸것이 < 표 5> 이다. 두시점의불균등도차이는매우작은값을갖기때문에두시점의불균등도차이와각요인별기여도값은원래의값에 1,000을곱한값으로표현하였다. < 표 5> 의각요인별기여도아래의괄호안에표현된값은전술한식 (10) 에의해계산된퍼센트기여도이다. 표 4. 식품비지출불균등도 ( 격차 ) 변화의요인별분해 2006 2015 차이퍼센트기여도 잔차효과 ( 선호변화 ) 0.0198 0.0231 0.0033 143.5% 가구주평균연령 -0.0009-0.0004 0.0005 21.7% 1 인가구비중 가구주연령이 64 세이하인다인가구비중 가구주학력 65 세이상 -0.0001-0.0002-0.0001-4.3% 40 64 세 -0.0005-0.0002 0.0003 13.0% 39 세이하 -0.0001 0.0000 0.0001 4.3% 3 인이상 0.0010 0.0002-0.0008-34.8% 2 인 0.0001 0.0003 0.0002 8.7% 가구소득 0.0166 0.0164-0.0002-8.7% 맞벌이부부비중 -0.0001-0.0001 0.0000 0.0% 중졸이하 0.0016 0.0013-0.0003-13.0% 고졸이상 0.0002 0.0001-0.0001-4.3% 여성가구주비중 0.0011 0.0005-0.0006-26.1% 합계 ( 지출액불균등도 ) 0.0387 0.0410 0.0023 100.0%

식품비지출변화의요인분해 43 표 5. 식품부류별지출액의불균등도변화에대한요인별기여도 ( 요인별기여도와합계는당초값에 1,000 을곱한값임 ) 잔차효과 ( 선호변화 ) 1 인가구비중 가구주평균연령 가구주연령 64 세이하인다인가구비중 가구주학력 가구소득 맞벌이가구비중 여성가구주비중 65 세이상 40~64 세 39 세이하 3 인이상 2 인 중졸이하 대졸이상 곡물육류과일채소수산물낙농품가공식품외식비 -10.4-6.2 6.8 12.1 11.6-2.1 2.9-5.5 (64.2%) (32.8%) (161.9%) (114.2%) (161.1%) (21.9%) (76.3%) (122.2%) 1-4.7-0.7 2.5 2.5-0.5 1.5 1.4 (-6.2%) (24.9%) (-16.7%) (23.6%) (34.7%) (5.2%) (39.5%) (-31.1%) -0.7-0.1-0.3-1.2-0.9-1.2-0.1 3.5 (4.3%) (0.5%) (-7.1%) (-11.3%) (-12.5%) (12.5%) (-2.6%) (-77.8%) -0.7-0.3-0.1 1.1 0.2-0.7-0.5 2 (4.3%) (1.6%) (-2.4%) (10.4%) (2.8%) (7.3%) (-13.2%) (-44.4%) -7.3-6.9-1.4-2.7-2.2 0.7-0.2-0.7 (45.1%) (36.5%) (-33.3%) (-25.5%) (-30.6%) (-7.3%) (-5.3%) (15.6%) 2.3 0.8 0.4 0.2 0.5-0.3 0.4-8.8 (-14.2%) (-4.2%) (9.5%) (1.9%) (6.9%) (3.1%) (10.5%) (195.6%) -0.1 0.1 0.2-0.6-0.4 0.1 0 3 (0.6%) (-0.5%) (4.8%) (-5.7%) (-5.6%) (-1.0%) (0.0%) (-66.7%) -0.8-1.3 0.1-1.5-4.2-2.2-0.1 0.2 (4.9%) (6.9%) (2.4%) (-14.2%) (-58.3%) (22.9%) (-2.6%) (-4.4%) 0.2-0.1-0.2 0.2 0.1-0.2-0.1 0.4 (-1.2%) (0.5%) (-4.8%) (1.9%) (1.4%) (2.1%) (-2.6%) (-8.9%) 0.1 0.1 0.1-0.3-0.3-2.4 0.1-0.1 (-0.6%) (-0.5%) (2.4%) (-2.8%) (-4.2%) (25.0%) (2.6%) (2.2%) 0.5 0-0.7 0.2 0.4-0.9-0.2 0.5 (-3.1%) (0.0%) (-16.7%) (1.9%) (5.6%) (9.4%) (-5.3%) (-11.1%) -0.3-0.3 0 0.6-0.1 0.1 0.1-0.4 (1.9%) (1.6%) (0.0%) (5.7%) (-1.4%) (-1.0%) (2.6%) (8.9%) 전체 -16.2(100%) -18.9(100%) 4.2(100%) 10.6(100%) 7.2(100%) -9.6(100%) 3.8(100%) -4.5(100%)

44 제 40 권제 4 호 식품부류별로지출비불균등도의변화를살펴보면, 두시점에서지출의불균등도가증가한품목은과일, 채소, 수산물, 가공식품인반면, 지출불균등도가감소한품목은곡물, 육류, 낙농품, 외식이었다. 먼저, 지출불균등도가증가한품목을살펴보면, 두시점에서나타난선호변화가이들품목의지출불균등도증가에가장크게기여하였다. 하지만인구사회요인에국한하여기여도를살펴보면, 가구주연령의증가 ( 채소, 수산물, 가공식품 ) 나, 40~64세 1인가구비중증가 ( 채소, 수산물 ), 3인이상가구비중감소 ( 과일, 채소, 수산물, 가공식품 ) 등이두시점에서지출불균등도를증가시킨요인으로나타났다. 다음으로두시점에서지출불균등도가감소한품목의경우를살펴보면곡물과외식비지출에서는잔차의효과가큰반면, 육류와낙농품지출에서는오히려인구사회요인의효과가더컸다. 외식비지출의경우, 두시점에서지출불균등도의격차는줄어들었으나가구주연령증가, 1인가구비중증가, 2인가구비중증가 ( 즉가구원수감소 ) 등은정 (+) 의기여도값을나타내어불균등도를증가시키는요인으로작용한것으로분석되었다. 달리말하면, 이들인구사회요인으로인해두시점에서외식비지출의가구간격차가증가하였으나, 부 (-) 의선호변호의효과가상대적으로높아전체적으로가구간외식비지출의격차가감소한것으로풀이된다. 4. 요약및결론 이논문에서는지출액의변화를평균지출액과가구간지출격차 ( 즉, 지출불균등도 ) 라는두가지측면으로구분하여, 두시점에서나타난변화에인구사회요인이얼마나기여한지를분석하였다. 통계청의횡단면가계조사자료를사용하여분석한결과에따르면, 2006년과 2015년사이에나타난식품비지출의변화 ( 가구평균치과불균등도의변화 ) 에는두시기에나타난식품에대한선호변화효과 ( 예를들면간편화, 편리성추구, 건강에대한관심증가로인한소비변화등 7 ) 이외에도인구사회요인의효과도크게기여한것으로분석되었다. 주목할점은식품부류별로다소차이가있지만, 가구소득이외에가구주연령증가와가구원수의감소 ( 달리표현하면, 1인가구및 2인가구비중증가, 3인이상가구의비중감소 ) 가식품비지출감소와가구간식품비지출격차증가에상대적으 7 이에대한논의는전술한 KREI 의 2007 년과 2016 년연구보고서를참조할것.