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ISSN : 1598-5504(Print)
ISSN : 2383-8272(Online)
Journal of Agriculture & Life Science Vol.52 No.2 pp.133-142
DOI : https://doi.org/10.14397/jals.2018.52.2.133

An Analysis of the Factors Affecting Danyang-gun Farmers’ Participation in Producers’ Organization

Iksu Jun*
Department of Agricultural Economics, Chungbuk National University, Cheongju, Chungbuk, 28644, Korea
Corresponding author : Iksu Jun Tel: +82-43-261-2594 Fax: +82-43-270-5920 E-mail: iksuinje@cbnu.ac.kr
February 11, 2018 April 2, 2018 April 5, 2018

Abstract


The purpose of this paper is to analyze the factors affecting the producers’ organization participation probability of Danyang-gun farmers. Specifically, the effects of the amount of sales, type of agriculture, location of selling, type of part-time, and demographic characteristics of farm household manager were analyzed through logit model using year 2015 census raw data of agriculture, forestry and fisheries. The results showed that regardless of organization type such as producer-group-by-crop and corporate-body the organization participation probability increased according to sales amount and age with decreasing rate. Based on the results strategies to boost the producers’ organization participation rate were suggested.



단양군 농가들의 농업생산조직 참여에 영향을 미치는 요인 분석

전 익수*
충북대학교 농업경제학과

초록


이 논문은 단양군 농가들의 농업생산자 조직 참가율에 어떤 요소들이 영향을 미치는지 분석하는 것을 목적으로 하였다. 구체적으로 농가의 판매규모, 경영형태, 판매처, 겸업, 경영주의 인구통계적 특성 등 의 영향을 분석하였는데, 분석모형으로 로짓모형을 이용하였고, 자료는 2015년 농림어업총조사 원시자 료를 이용했다. 분석 결과 농업생산자 조직 형태인 작목반과 법인에 따라 그 결과가 달랐으나 판매규모 가 클수록 그리고 나이가 많을수록 농가의 참가 확률이 높았다. 그러나 그 정도는 점차 줄어드는 것으 로 나타났다. 분석 결과를 바탕으로 단양군 농가들의 생산자조직 참가확률을 높이기 위한 전략적 시사 점도 제시하였다.



    Chungbuk National University

    서론

    개방화와 고령화 등 우리나라 농업의 대내외 여건 변화로 기존의 선도농가나 전업농 중심의 농업정책 은 농업생산자 조직화를 강조하는 정책으로 전환되 어 왔다. 이러한 농정기조의 변화와 함께 농가들도 조직화의 필요성을 체감하면서 농가들의 조직화 참 가율이 증가해 왔다. 2000년 18.1%이던 농가의 농 업생산자 조직 참가율은 2015년 23.1%로 증가했다 (Statistics Korea, 2000;2015). 이러한 증가율은 전국 평균이니만큼 지자체별로 그 정도가 다르다. 지자체들의 농업생산자 조직 참가율이 상대적으로 전국 평균보다 높거나 낮은 이유들 중 가장 쉽게 생 각해 볼 수 있는 것은 조직화를 통한 경제적 유인이 상대적으로 크거나 그렇지 못할 경우 참가율이 높거 나 낮을 수 있다. 예를 들어 조직화를 통한 경제적 활동보다는 비조직화된 개별활동이 오히려 경제적 유인이 더 있을 경우는 조직화 참가율이 낮을 수밖 에 없다. 그렇지만 비조직화에 따른 경제적 유인도 상대적으로 크지 않은데 조직화율이 낮은 지자체도 존재한다. 대표적인 경우가 단양군이다.

    단양군은 농가의 농업생산자조직 참가율이 2000 년 10.5%, 2015년 19.0%로 추세적으로 증가했지만 비중은 전국 평균대비 상대적으로 낮다(Statistics Korea, 2000;2015). 지역적으로 유사한 상위 지자 체인 충청북도는 같은 기간 20.9%에서 29.0%로 성 장한 것에 비하면 매우 낮은 참가율이다. 더욱이, 2015년 농업총조사 자료를 통해 단양군 농가를 분 석해 보면 농업생산조직에 참여하고 있지 않은 농가 들의 판매금액이 참여농가에 비하여 오히려 더 낮다 (Jun, 2017). 즉, 경제적 유인이 적은데도 농업생산 자 조직 참가율이 낮다는 것은 심도있는 연구가 필 요한 부분이다. 특히, 최근 10년 사이 단양군의 농업 생산자조직의 형태는 전국적인 추세와 달리 작목반 의 비중이 오히려 증가하고 법인의 비중이 감소하고 있다. 전국적인 작목반 비중은 2010년 82.9%에서 2015년 75.4%로 감소한 반면 법인의 비중은 30.1% 에서 36.2%로 증가해 왔는데, 단양군은 이와 달리 작목반은 같은 기간 77.7%에서 79.5%로 증가했고, 법인은 35.4%에서 27.4%로 감소했다1)(Statistics Korea, 2000;2015). 조직 내부의 결속력을 따져보 면 작목반보다는 법인의 결속력이 훨씬 높기 때문에 작목반보다는 법인에서 조직화의 효과가 더 클 수 있기 때문에 시너지 효과 차원에서 작목반에서 법인 으로 옮겨갈 가능성이 높고 전국 통계에서는 그런 모습을 보여준다. 그렇지만 단양군은 그런 추세와 다른 모습을 보여 주고 있다.

    그러므로 본 논문은 이러한 연구문제를 가지고 어 떤 요소들이 단양군 농가들의 생산자조직 참가에 영 향을 미쳤을 지 분석하는 것을 목적으로 하였다. 보 다 구체적으로 농가의 판매규모, 주 소득작물 등의 경영형태, 주요 판매처와 같은 유통특성, 겸업 여부 및 종류, 경영주의 인구통계적 특성 등을 토대로 로 짓분석을 통해 조직형태별 참가확률에 영향을 미치 는 다양한 요소들을 정량적으로 분석해보고 조직화 강화를 위한 전략적 시사점을 도출하였다. 이 논문은 기존의 연구와 두 가지 점에서 차별적인 측면이 있 다. 먼저, 농업생산자조직화에 대한 연구의 분석범 위에서 차이가 난다. 기존의 연구들은 분석 범위가 전국단위(Kim, 1997;Hwang & Chong, 2008;Kwon & Lee, 2012;Kim, 2015)나 도단위(Hwang, 2010;Cho, 2011)의 연구들로 군단위의 연구는 거의 없었 다. 일부 군 단위나 그 아래 지자체를 다룬 연구들 은 사례 조사나 샘플조사에 그쳤다(Gouk & Choi, 2008;Hwang, 2010). 두 번째는 자료의 특성에서 차이가 난다. 기존의 연구와 달리 본 논문은 통계청 의 농가 전수조사인 2015년 농림어업총조사 자료를 사용하여 분석하였다. 단양군 전체 3,471개 농가에 대한 마이크로 데이터인 조사원자료를 이용하여 분 석하였기에 분석결과에 대한 신뢰도가 매우 높다고 볼 수 있다.

    본 논문은 다음과 같이 구성되어 있다. 다음 장에 서 분석 방법론으로 사용되는 로짓분석 모델과 자료 에 대해 설명하고, 다음으로 농업생산자조직 참여 확률에 영향을 미치는 요소들에 대한 분석 결과를 제시한다. 이러한 분석결과를 바탕으로 정책적 시사 점을 제시하며 마무리 한다.

    연구 방법 및 분석자료

    1. 연구방법

    본 연구에 사용하는 로짓모델은 고전적 선형회귀 모형이 적용될 수 없는 명목척도(nominal scale) 데 이터(예를 들어, 본 논문에서 사용되는 생산자조직 참가 여부와 같은 이항변수)를 분석하는데 적합한 모델이다. 생산자조직 참가 여부 결정에 관한 실증 분석은 주어진 설명변수들에서 생산자조직 참여(참 가 1, 비참여 0)를 결정할 확률을 추정하는 것이다. 이렇게 0과 1의 명목척도를 가지는 종속변수 데이터 는 고전적 선형회귀모형처럼 종속변수의 조건부 평 균이 회귀계수들의 선형함수로 표현될 수 없기 때문 에 비선형형태의 조건부 평균을 회귀계수들의 선형 함수 형태로 변형시키는데 필요한 링크함수를 도입 해야 한다. 명목척도 데이터인 종속변수는 조건부 평균이 회귀계수의 비선형 함수형태이고 정규분포를 따르지 않으며, 연속변수의 무한대의 값을 가질 수 없기 때문에 고전적인 회귀모형을 적용할 수 없기 때문이다(Gujarati, 2016). 로짓모델은 다음과 같은 변형과정을 거치게 된다.

    Cox(1958)가 제안한 로짓모형은 확률효용모형 (random utility)2)에 기초한 이산선택모형으로 주어 진 선택대안(본 연구에서는 생산자조직 참여 여부) 중에서 가장 큰 효용을 주는 대안을 선택하는데 영 향을 미치는 요인을 찾기 위해 사용된다. 효용이 큰 대안일수록 선택될 확률이 높아진다고 볼 수 있다. 그러므로 선택확률은 효용의 함수이다. 그 효용이 특정한 크기(임계값) 이상이면 특정 대안을 선택할 것이다. 즉, Ui ≥ 0 일때 Yi = 1(생산자조직 가입자) 그 리고 반대로 Ui < 0 일때 Yi = 0(생산자조직 비가입자) 라고 가정하자. 그러면 생산자조직 가입할 확률은 다음과 같이 표현될 수 있다.

    Pr ( Y i = 1 ) = Pr ( U i 0 ) Pr [ B X i + v i 0 ] Pr [ v i B X i ]
    식 (1)

    위의 식 (1)의 확률은 Yi의 확률분포, 다시 말해 오 차항 vi의 확률분포에 의존한다. 오차항 vi가 로지스 틱(표준 로지스틱, 기댓값= 0, 좌우대칭) 확률분포를 따른다고 가정할 때, Pr[vi ≥-BXi ] = Pr[viBXi ] 이 고, Pi = Pr( Yi = 1) = Pr[viBXi ] 이므로 생산자조 직 가입 확률은 로지스틱 확률분포의 누적확률함수 (CDF) 형태를 가지게 된다. 이를 정리하면 다음과 같다.

    P i = Pr ( Y i = 1 ) = Pr [ v i B X i ] = 1 1 + e U i = e U i 1 + e U i

    여기서 Ui=BXi+vi인데, ln ( P i 1 P i ) 로 정리가 되는 Ui 는 확률 Pi가 0 ≤ Pi ≤ 1이므로 - ∞ ≤ Ui ≤+∞가 성립된다. 즉, 양 극단값, Pi 가 0에 가까이 갈 때와 Pi 가 1에 근접할 때 각각 -∞ 와 +∞ 가 된다. 그렇 지만 효용지수 Ui 는 관찰할 수 없는 값3)이기 때문 에 UiPi 의 관계 ( P i = e U i 1 + e U i ) 를 이용해 생산자조 직 가입 확률( Pi )과 비가입 확률(1- Pi )의 비인 odds 비율(odds ratio) 또는 승산비율 P i 1 P i 을 활용하여 회귀분석을 하게 된다. 승산비율에 자연로그를 취하 면 아래와 같은 고전적 선형회귀모형 형태를 띠게 된다.

    U i = ln ( P i 1 P i ) = B X i + v i
    식 (2)

    이때 자연로그를 취한 승산비율, ln ( P i 1 P i ) 을 로 짓이라 부르기 때문에 이렇게 변형된 회귀식 모델을 로짓모델(logit model)이라 부른다. 즉, 승산비율은 회귀계수들의 비선형함수형태이지만 로짓 링크함수 는 승산비율을 회귀계수들의 선형함수 형태로 전환 시켜 회귀분석에서 모형추정을 용이하게 해준다. 그 러나 종속변수가 생산조직에 참가하는 확률이 아니 라 참가확률과 비참가확률의 승산비(비참가확률대비 참가확률의 비)이기 때문에 해석시 유의해야한다. 즉, 일반적으로 고전적 선형회귀에서 계수값이 설명 변수 한 단위 변화가 종속변수에 미치는 한계효과 (marginal effect)를 나타내는데, 이 모형에서는 한 단위 변화에 따른 생산자조직 참가확률을 구하기 위 해서는 따로 계측해야 한다4). 그러나 본 논문의 분 석에 사용된 STATA와 같은 통계패키지에서는 간단 한 명령어로 쉽게 구할 수 있다.

    또한, 로짓모형에서 로짓인 종속변수들은 생산자 조직에 참여할 경우 ( P i = 1 ) ln ( 1 0 ) 형태가 되고, 비참 여의 경우( Pi=0)는 ln ( 0 1 ) 형태로 로그함수에서 정 의될 수 없는 표현들이 되기 때문에 OLS로 추정될 수 없다. 그래서 일반적으로 가장 많이 이용되는 최 우추정법(Maximum Likelihood Estimation, MLE) 통해 추정된다.

    2. 분석 자료

    본 논문에 사용된 자료의 출처는 2015년 통계청 농림어업총조사의 단양군 원시자료인 조사원자료로 통계청 마이크로데이터에서 제공하고 있는 자료이 다. 전체 3,471 개의 농가조사 자료로 농업생산자조 직 참여 확률 영향 요인 분석을 위한 로짓모형에 사 용된 종속변수와 설명변수에 대한 평균, 표준편차, 최고값, 최저값에 대한 기초자료는 아래 Table 1에 서 제시된 것과 같다. 단양군 농가 전수조사이기 때 문에 단양군 농업생산자조직 현황을 제시하고 있는 셈이다.

    종속변수는 농업생산자조직의 각 형태인 작목반과 법인으로 구분하여 각각에 참여하거나 두 형태 중 하나에 참여하는 경우의 이항변수(binary variable) 로 1)작목반 참여여부, 2)법인 참여여부, 3)작목반과 법인을 모두 합친 전체 농업생산자조직 참여여부로 나누어 분석하였다. 설명변수는 농가규모를 나타내 는 총 판매액, 주요 소득작물로 구분된 경영형태별 변수들, 유통특성을 나타내는 주요 판매처로 구분된 판매처 변수들, 겸업여부와 농업소득과 농외소득의 규모로 비교된 겸업 종류, 그리고 경영주의 인구통 계 변수들로 구성되어 있다. 겸업 종류 중에 2종 겸 업은 겸업 농가 중에 농외소득이 농업소득보다 높은 경우를 말한다.

    종속변수에서 먼저 작목반에 참여하는 농가는 이 항변수라 평균이 바로 비중이 되는데 전체의 14.8% 이고, 법인에 참여하는 농가는 5.1%이며 작목반 또 는 법인에 참여하는 농가는 전체의 19.0%이다. 자료 를 좀 더 세밀히 살펴보면 작목반과 법인에 동시에 가입하고 있는 농가는 28농가로 전체 0.8%에 그친 다. 설명변수에서 총 판매액은 지난 1년간 직접 생 산한 농축산물의 판매금액으로 순수익금이 아닌 판 매한 총금액으로 농가의 규모를 나타내는 변수이다. 총 판매액은 농가조사표에서 12개의 구간으로 구성 되어 있는데, 평균구간이 4구간(300∽500만원)으로 나타났다. 총 판매액 구간별 분포는 아래 Table 2에 제시되어 있다. 또한 규모에 따른 변화정도를 보기 위해 총 판매액의 제곱을 설명변수로 추가하였다. 경영형태는 지난 1년간 판매금액이 가장 많았던 소 득작물로 구분된 이항변수로 농가의 농산물소득원 특성을 파악할 수 있는 변수이다. 논벼가 3.2%, 식 량작물이 35.3%, 채소·산나물이 30.9%, 특용작 물·버섯이 8.0%, 과수가 12.5%, 약용작물이 6.1%, 축산이 2.7%의 비중을 차지하는 것으로 나타났는데 농가의 특성별 차이를 보기 위해 각각 이항변수로 설정하여 설명변수로 사용되었다. 농가의 유통특성 을 나타내는 주요 판매처는 지난 1년간 판매금액이 가장 많았던 판매처를 나타내는 변수로 농가의 특성 별 차이를 보기 위해 각 판매처별로 이항변수로 설 정하였다. 비중 면에서 도매시장이 2.6%, 산지공판 장이 3.1%, 농협 및 농업법인이 16.5%, 공공비축 등 정부기관이 0.6%, 중간상인 및 밭떼기 등의 수 집상이 20.5%, 생협 등 친환경농산물전문유통업체 가 1.3%, 소비자 직접판매가 38.9%, 농축산물가공 업체가 0.8%, 농축산물소매상이 2.0%로 나타났다. 겸업에 대해서는 겸업여부와 겸업의 종류에 대한 이 항변수를 각각 설명변수로 설정했다. 겸업여부에서 겸업비중은 36.9%, 겸업 중에서 농외소득이 농업소 득보다 더 큰 2종 겸업의 비중은 24.5%로 나타났 다. 인구통계 변수는 경영주의 성별, 나이, 교육정 도로 성별에서 여성의 비중은 16.2%, 나이는 평균 64.8세, 학력정도는 중학교 이하가 66.0%를 차지하 였다. 또한 나이에 따른 변화정도를 보기 위해 나이 제곱변수를 추가하였다.

    결과 및 고찰

    농업생산조직 참여 확률에 대한 로짓 모형 결과는 아래 Table 3에 제시되어 있다. 우선, 농가규모를 나타내는 총 판매금액의 영향은 작목반과 법인, 그 리고 작목반 & 법인 모두에서 긍정적으로 나타나 판매금액이 높을수록 생산자 조직 참여 확률이 높아 지고 있음을 보여준다. 그러나 그 정도가 무한정 증 가하는 것은 아니고 완만하게 줄어든다는 것을 총 판매금액의 제곱 변수의 음수인 계수가 잘 보여준 다. 그런데, 모든 조직에서 제곱변수의 계수가 음수 로 나왔지만 그 중에 통계적으로 유의한 것은 작목 반 참여 확률에 대한 것뿐인데, 이는 판매금액이 클 수록 보다 조직화가 강화되는 법인으로 전환될 가능 성이 높아지기 때문일 것으로 판단된다.

    경영형태에 따른 영향, 즉 지난 1년간 판매금액이 가장 많았던 소득작물이 농업생산조직 참여 확률에 미치는 영향은 조직에 따라 다르게 나타났다. 법인 참여 확률에 통계적으로 유의하게 영향을 미치는 주 요 소득작물은 없었고, 작목반 참여 확률에 영향을 미치는 주요 소득작물은 채소ž산나물, 특용작물ž버 섯, 과수, 약용작물, 축산이었으며 이들은 모두 긍 정적인 영향을 보였다. 즉, 이들 작물 등을 통한 판 매금액이 가장 많았던 농가의 작목반 참여 확률이 그렇지 않는 농가보다 더 높았다는 의미이다. 이런 결과는 작목반과 법인을 합친 전체 농업생산자조직 에도 동일하게 나타났다.

    판매처에 따른 영향도 조직별로 다르게 나타났 다. 작목반 참여 확률에는 농축산물가공업체에 판 매하는 금액이 가장 많은 농가만 통계적으로 유의 하게 부정적 영향이 나타났고 다른 판매처에 판매 하는 농가들은 통계적으로 유의하지 않았다. 반면 법인 참여 확률에는 생협 등 친환경농산물전문유통 업체 판매 농가와 농축산물가공업체 판매 농가만 통계적으로 유의하게 긍정적 영향이 나타났다. 반 면 작목반과 법인을 합친 전체 농업생산자조직의 경우에는 산지공판장 판매 농가와 친환경농산물전 문유통업체 판매 농가만 통계적으로 유의하게 긍정 적 영향이 나타났다.

    겸업과 관련해서는 겸업 여부가 생산자 조직 참여 확률에 미치는 영향은 모두 긍정적으로 나타났으나 법인 참여 확률과 작목반과 법인을 합친 전체 농업 생산자조직 참여 확률에만 통계적으로 유의하게 나 타났다. 농외소득이 농업소득보다 높은 2종 겸업농 가는 모든 조직의 참여 확률이 다른 농가보다 낮게 나타났으나 작목반 참여 확률과 작목반과 법인을 합 친 전체 농업생산자조직 참여 확률에만 통계적으로 유의하게 나타났다.

    인구통계변수에 대해서는 경영주의 성별(여성=1) 은 모든 조직의 참여 확률에 부정적이나 통계적으로 유의한 경우가 없고, 나이는 모든 조직의 참여 확률 에 통계적으로 유의하게 긍정적으로 나타났다. 그러 나 나이에 따른 생산자 조직 참여 확률의 증가 정도 를 알아보기 위한 나이 제곱 변수의 계수는 모든 조 직의 참여 확률에서 통계적으로 유의하게 음수를 나 타내 참여 확률의 증가 정도는 점차 줄어드는 것으 로 나타났다. 교육 정도에 따른 생산자 조직 참여 확률은 법인에 대해서만 통계적으로 유의하게 긍정 적으로 나타났다. 즉, 교육 정도가 높을수록 법인 조직에 참여할 확률이 증가하는 것으로 나타났다.

    모형의 타당성을 위한 우도비(likelihood Ration(LR)) 통계량은 선형회귀모형에서 모형의 유의성 검정을 위한 F-통계량과 유사한 변량으로 귀무가설하에서 자유도가 설명변수 개수와 같은 χ2 분포를 따르게 된다. 각 생산자 조직별 우도비 통계량에 대한 P-value는 거의 0의 값을 가지고 있으므로 귀무가 설(모든 설명변수의 계수는 0이라는 가설)을 기각할 수 있다. 즉, 분석에 사용된 각 조직별 로짓 모델은 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

    단양군 생산농가들의 농업생산조직 참여 확률 분 석 결과를 생산조직 형태별로 정리해 보면 작목반과 법인, 그리고 작목반과 법인을 합친 전체 농업생산 자조직 모두 규모를 나타내는 판매금액이 클수록 참 여 확률이 증가하는 것으로 나타났다. 물론 그 증가 정도는 점차적으로 감소하는 것으로 나타났다. 경영 형태에 따라서는 작목반의 경우에는 채소·산나물, 특용작물·버섯, 과수, 약용작물, 축산을 주 수입원 으로 하는 농가일수록 참여 확률이 높았던 반면, 법 인의 경우에는 경영형태에 따라서는 유의성에 차이 가 없었다. 작목반과 법인을 합친 경우는 작목반의 경우와 동일한 결과가 나타났다. 판매처별로는 작목 반과 법인 공통으로 농축산물가공업체에 판매한 실 적이 가장 많은 농가들이 참여확률에 의미있는 차이 를 보였지만 그 결과는 반대로 나타났다. 즉, 이들 농가들의 작목반 참여확률은 다른 농가들에 비해 낮 게 나타났고, 법인 참여 확률은 오히려 높게 나타났 다. 또한, 법인은 이외에도 생협 등 친환경농산물전 문유통업체에 판매한 실적이 가장 많은 농가들의 참 여 확률도 높게 나타났다. 물론 작목반과 법인을 합 친 전체 농업생산자조직의 경우에는 생협 등 친환경 농산물전문유통업체 판매실적이 가장 높은 농가 그 리고 산지공판장 판매실적이 가장 높은 농가일수록 참여확률이 높게 나타났다. 겸업여부에 따라서는 법 인에서는 유의성 있게 나타나지 않았지만 작목반의 경우에는 겸업, 특히 농외소득이 농업소득보다 큰 2 종 겸업농가일수록 참여확률이 높게 나타났는데, 이 러한 결과는 작목반과 법인을 합친 전체 농업생산자 조직에도 동일하게 나타났다. 인구통계적 변수에 따 라서는 작목반과 법인, 작목반과 법인을 합친 전체 농업생산자조직 모두 나이가 많을수록 참여확률이 증가하는 것으로 나타났다. 물론 그 증가하는 정도 는 점차적으로 감소하는 것으로 나타났다. 또한 법 인의 경우에는 작목반과 달리 교육정도가 높을수록 참여 확률이 높은 것으로 나타났다.

    단양군 농가들의 농업생산조직 참여 확률 요인들 에 대한 분석을 통해 단양군의 농업생산자 조직 참 여율이 상대적으로 낮은 요인들을 요인별로 유추해 볼 수 있고 그에 따른 전략적 시사점을 제시해 볼 수 있다. 우선 판매규모 측면에서 단양군 농가들의 판매금액이 높을수록 작목반이나 법인 등의 생산자 조직에 참여할 확률이 높다는 것과 생산자조직 비참 여 농가들의 판매금액이 상대적으로 낮다는 기존 연 구 결과를 종합해 보면, 비참여 농가들의 생산자조 직의 유용성에 대한 무지의 소산일 수 있다는 판단 을 할 수 있다(Jun, 2007). 그런 점에서 단양군 농 가에 대한 생산자조직의 유용성에 대한 홍보 등을 강화할 필요가 있겠다. 경영형태 측면에서는 작목반 의 경우에는 주요 소득원 작목별로 참여확률이 높은 경우들이 더러 있으나 법인의 경우에는 거의 전무한 것으로 나타났는데, 이는 법인의 효과성이 상대적으 로 떨어진다고 볼 수 있다. 즉, 법인의 경우에는 주 요 소득원 작목별로 법인에 참여할 확률이 높지 않 다는 것은 법인에 참여하나 참여하지 않으나 통계적 으로 유의하게 차이가 없다는 것이므로 주요 소득 작목별로 법인의 효과성과 유용성을 높이도록 해야 한다. 실제로 Jun(2017) 연구는 단양군 자료를 통해 법인 내부에 거래비용이 높다는 점을 지적하고 있 다. 이러한 특성은 유통특성을 나타내는 판매처의 경우에도 적용될 수 있다. 즉, 판매처별로 생산자조 직 참여 확률이 통계적으로 유의하게 높게 나타난 경우들이 산지공판장 및 친환경농산물전문유통업체 판매에 그치고 오히려 더 낮은 경우인 농축산물가공 업체 판매도 있어, 생산자 조직의 유용성에 따른 참 가 유인이 부족해 보인다. 즉, 판매에 있어서 조직 화를 통한 거래비용 절감 등의 조직화의 유용성이 충분하게 드러나지 않고 있다는 점을 간접적으로 시 사하고 있으므로 이를 극복할 수 있는 방안이 필요 하다. 겸업의 경우에는 농외소득이 농업소득보다 큰 2종 겸업농가들은 작목반 참여할 확률이 낮은 반면 그렇지 않은 1종 겸업 등에서는 법인 등 생산자조직 참가확률이 높게 나타나고 있다. 이는 농업소득 확 대를 위한 노력들이 다각적으로 이루어져야 함을 시 사한다. 끝으로 경영주의 인구통계적 특성에서 나이 와 관련하여 고령화 등으로 심각한 농촌현장에서 나 이가 들어갈수록 계속해서 참가율이 높아지는 것이 아니고 증가속도가 떨어지는 만큼 이들이 초고령농 과 같은 한계농에 처할 경우에 대한 대비책이 필요 해 보인다. 또한 교육 정도에 따라 법인 참가율이 높아지는 것을 볼 때 생산자조직화 강화를 위해 전 략적으로 교육과 홍보를 강화해야 한다.

    끝으로 본 연구의 한계에 대해 언급하지 않을 수 없다. 무엇보다 농업생산자 조직에 참가할 확률에 영향을 미칠 수 있는 다양한 요소들 중에 분석 자료 로 사용된 통계자료에는 드러나지 않는 정성적 특성 들에 대한 부분을 고려해야 한다. 농업생산자 조직 구성원들과의 근접성 또는 친밀도, 생산자 조직 리 더의 역량 등도 무시할 수 없는 부분이다. 또한, 경 영형태나 판매처는 1년간 매출이 가장 많이 발생한 부분만 통계에 잡히기 때문에 그 정보가 현실의 복 잡성을 충분히 반영하지 못하고 매우 단편적이라는 점이다. 즉, 농가들은 축산과 경종처럼 두 개 이상 의 복수의 농작물을 경작할 가능성이 있고, 판매처 도 직거래와 산지수집상 등 2군데 이상에 출하할 가 능성이 높기 때문이다. 연구결과를 활용하거나 후속 연구를 시행할 때 이러한 현실적 한계를 염두에 두 어야 한다.

    감사의 글

    이 논문은 2015년도 충북대학교 학술연구지원사업의 교내연구비 지원에 의하여 연구되었습니다.

    Figure

    Table

    Descriptive statistics of variables

    Sales amount interval distribution (unit: million won)

    Logit model results according to organizations

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