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ISSN : 1598-5504(Print)
ISSN : 2383-8272(Online)
Journal of Agriculture & Life Science Vol.53 No.3 pp.123-133
DOI : https://doi.org/10.14397/jals.2019.53.3.123

An Analysis on the Economic Impacts of Milk Check-off Program using PDL Model

Ye-Bon Cha1, Tae-Young Kim2, Sang-Gon Jeon2*
1Dept. of Agricultural Econ., Gyeongsang National Univ., Jinju, 52828, Korea
2Dept. of Food & Resource Econ., Gyeongsang National Univ.(Insti. of Agric. & Life Sci.), Jinju, 52828, Korea
Corresponding author: Sang-Gon Jeon Tel: +82-55-772-1846 Fax: +82-55-772-1849 E-mail: jeonsanggon@gmail.com
February 7, 2019 March 18, 2019 May 30, 2019

Abstract


This paper estimates the economic impacts of milk check-off program. Especially, this paper focuses on the economic impacts of the milk check-off program spent on public advertisement, education and information. This study estimates increase of fluid milk sales caused by milk check-off program. For this purpose, this study estimates five types of fluid milk demand functions, obtains milk check-off expenditure elasticities of fluid milk demand, and calculates the impacts of milk check-off program per won spent on the program. Estimation results show that the economic impacts of milk check-off program per won are 3.6 won~5.1 won in short term base and 8.8 won~10.5 won in long term base calculated by using PDL model.



다항시차모형을 이용한 우유자조금의 경제효과 분석

차 예본1, 김 태영2, 전 상곤2*
1경상대학교 농업경제학과
2경상대학교 식품자원경제학과(농업생명과학연구원)

초록


이 논문은 우유자조금 지출의 경제적 효과를 계측한 것이다. 특히, 자조금 지출에 따른 광고효과로 백색시유에 대한 수요증가와 그에 따른 백색시유 판매수입 증가에 국한하여 그 효과를 추정하였다. 다섯 가지 형태의 백색시유 수요함수 추정을 통해 백색시유에 대한 자조금탄성치를 추정하고 이를 통 해 자조금 1원당 경제적 효과를 계측하였다. 추정결과, 우유자조금 1원당 경제적 효과는 단기(1달)에 서 3.8원~5.1원의 경제적 효과가 있고, 다항시차모형(PDL model)을 적용하여 장기 누적효과(1년)를 계측한 결과 자조금 1원당 8.8원~10.5원의 경제적 효과가 있는 것으로 계측되었다.



    Gyeongsang National University

    서론

    1994년 UR 협상 타결 이후 유제품을 포함한 국 내 축산물 시장은 값싼 수입 축산물의 수입이 증가 하면서 국내 산업 성장과 농가 소득 확보에 큰 어려 움을 겪게 되었다. 국내 낙농산업은 이러한 다양한 외부적인 경쟁에 직면하여 국내 낙농산업 경쟁력 강 화와 발전을 위해 우유자조금 사업을 2006년 5월 이후(낙농자조금 거출 시작) 실시해 오고 있다. 자 조금제도란 정부의 지원 등 일방적 지원의 방식에서 탈피하여 생산자 스스로 생산과 유통뿐만 아니라 소 비촉진 등 전반적인 단계의 문제 해결을 위하여 자 발적으로 기금을 조성하는 것이다. 이 제도의 주된 목적은 소비촉진 활동, 교육 및 정보제공 활동, 조 사연구 활동 및 정책 개발 활동 등을 행하는데 있 다. 또한 이는 공익적 성격을 띠는 기금으로서 민주 적이고 합리적 방법을 통하여 공평하고 공개적으로 특정 사업을 수행함으로써 생산자의 시장지향성과 경쟁력을 확보하고 장기적 수요기반의 확대를 가져 옴으로서 산업의 전반적인 발전을 도모하는 것이다. 우유자조금 사업도 이러한 사업목적에 부흥키 위해 우유에 대해 소비자들에게 국산 우유 및 유제품의 우수성을 널리 홍보하고 국내 축산 농가들의 소득을 제고하기 위해 다양한 사업을 벌이고 있다.

    이 연구는 우유자조금 사업, 특히 우유자조금 사 업으로 인해 백색시유 판매수입이 얼마나 증가하였 는지에 초점을 맞추어 그 경제적 성과를 분석하고자 한다. 현재, 국내 낙농산업에서 생산되는 원유는 주 로 시유소비에 초점을 맞추어서 생산되고 있으며, 시유로 소비되지 않은 물량은 가공용으로 사용된다. 그런데, 가공용으로 사용되는 원유에 대해서는 수입 품과의 가격경쟁력을 이유로 수입유제품가격에 상응 하는 매우 저렴한 가격을 농가에 지급하고 있다. 따 라서, 낙농가는 시유소비량(보다 정확히는 정상가격 을 지불받을 수 있는 쿼터량)보다 더 많은 원유를 생산할 유인이 없다. 쿼터량에 대해 농가가 지급받 는 가격은 생산비에 연동되어 결정되는 구조이다. 이는 시장의 수급상황을 반영하지 못한다는 측면에 서 여러 가지 한계가 있다. 즉, 자조금 사업에 따라 시유소비가 늘어나는 효과를 낙농가 판매수입을 통 해 계산하기는 어렵다. 따라서, 이 연구에서는 자조 금 사업 효과를 소비지에서 백색시유 판매수입이 얼 마나 늘어나는지에 초점을 맞추었다. 유가공업체가 책정하는 시유 소비자가격 역시 농가원유수취가격에 일정한 유통비용을 합하여 결정된다. 따라서, 자조 금 사업에 따른 시유 소비 증대효과는 시유 소비자 가격보다는 시유 소비량을 통해 계측하기가 용이하 다. 따라서, 이연구에서는 가격보다는 물량을 중심 으로 자조금 사업에 따른 백색시유 판매 수입 증가 효과를 직접적으로 추정해 보고자 한다.

    우유자조금의 경제적 성과분석에 대한 기존 선행연 구들의 주요 연구 결과는 다음과 같다. Kim (2008) 은 자조금 1원에 대해 약 17.2원, Kim (2010)은 자 조금 1원에 대해 약 18.2원, Kim (2011)은 자조금 1원에 대해 약 16.1원, Kim (2013)은 자조금 1원에 대해 약 22.8원, Jeon (2017)는 자조금 1원에 대해 약 6.34원의 경제적 효과가 있는 것으로 분석하였다.

    Park & Kwon (2001)은 연도 및 월별 우유의 소비 추세에 대해 OLS (Ordinary Least Squares method) 로 추정하였다. 낙농자조금이 1원 당 최소 4.5원이 상의 수익을 얻는 것으로 분석되었다. Park et al. (2004) 수량화 이론을 이용하여 광고 접촉경험유무 및 광고실시 후 우유소비량의 미치는 요인 및 영향 도에 대하여 분석하였다. Yoo & Kim (2005)은 우 유 공익광고를 분석대상으로 하여 행해진 경우와 그 렇지 않은 경우의 두가지 시나리오를 설정하였고, 광고비용 1원 당 23.7원의 매출액이 증가한 것으로 추정하였다. Min (2005)은 Pascal분포(Pascal Lag Distribution)를 이용하여 광고의 체감효과를 평가 하였다. 우유소비촉진광고가 실시된 5년 동안 우유소 비량이 평균 7.0% 증가한 것으로 추정하였다. Kim et al. (2007)은 광고효과를 6개월까지 시차를 적용하 였으며 시차를 결정하는데 AIC (Akaike Information Criteria)와 BIC (Bayes Information Criteria)를 적용하였고, 양돈자조금은 1원당 20.77원의 추가 수 익을 얻는 것으로 추정하였다. Kim (2008)은 준모 수적 분위수 회귀방정식(Semiparametric Quantile Regression)을 사용하여 소비촉진활동이 10% 증가 한다면 3개월에 걸쳐 모두 0.188%의 우유소비가 증 가하는 것으로 분석하였다. Jeong et al. (2012)은 수요함수를 도출하여 광고탄성치를 추정하고 투자이 익률을 추정하였다. 이 때 한우자조금 광고비의 단 기광고탄력치는 0.0025, 장기광고 탄력치는 0.0127로 추정되었으며, 광고비지출액이 1% 증가 할 때 한우 소비량은 0.0127% 증가한 것으로 추정하였다.

    본 연구에서는 우유자조금 지출에 따른 광고 및 교육 등의 효과는 당월에만 단기적으로 그치지 않고 누적효과가 존재한다는 것이다. 따라서, 이를 위해 자조금 효과 추정을 위한 모형에 다항시차모형을 활 용하여 자조금 사업비 지출의 누적효과까지를 함께 고려하여 그 경제적 효과를 측정하였다.

    재료 및 방법

    이 연구에서는 우유자조금 사업의 경제적 성과를 분석하기 위해 다음의 절차에 따라 우유자조금 1원 당 경제적 효과를 분석하였다. 먼저 백색시유 수요 함수를 추정하고 여기에서 백색시유 수요함수에 대 한 다양한 탄성치들을 추정하였다. 이 중 경제효과 분석에서 가장 중요한 계수값으로 백색시유수요의 자조금 탄성치를 추가하여 추정하였다. 다음으로 추 정된 탄성치를 이용하여, 수리적 전개과정을 통해 얻은 경제효과 분석 산식에 이 수치와 각종 자료를 대입하여 우유자조금 사업비 1원에 대한 경제적 효 과를 계측하였다.

    1 이론적 모형 설정

    우유의 경우 낙농가들의 원유수취가격은 생산비에 연동되어 수급상황과 무관하게 외생적으로 결정된 다. 따라서, 우유자조금의 경제효과 분석은 낙농가 원유수취가격 대신에 최종 소비지 시장을 중심으로 백색시유에 대한 수요 함수 추정을 통해 자조금 사 업의 경제적 성과를 계측하였다. 우유는 산업의 특 성상 자조금을 통한 홍보 및 광고 등이 가격에 영향 을 미치기보다는 소비에 영향을 직접 미치고 있다. 즉, 현재 우유 가격은 낙농가 원유수취가격과 연동되 어 있고 낙농가 원유수취가격은 시장 상황에 탄력적 으로 조정되는 것이 아니라 생산비와 연계되어 외생 적으로 결정된다. 그에 연동되는 소비자가격도 시장 상황에 자율적으로 결정된다기보다는 외생적으로 결 정되는 측면이 강하다. 따라서, 본 연구에서는 시유 소비자가격을 설명변수로 설정하고 시유 소비량을 종 속변수로 설정하여 백색시유 수요함수를 추정하였다.

    백색시유 수요함수는 다음과 같이 설정된다. 식 (1) 에서 백색시유 수요 Q m D 는 자체 소비자 가격 P m r , 수요의 이동(shift)에 영향을 주는 자조금 이외의 요 인 X m r (소득, 대체재 및 보완재 가격, 계절성, 트렌 드 변화 등)와 우유 자조금 사업비 AD의 함수로 가 정할 수 있다.

    Q m D = f ( P m r , X m r , A D )
    식 (1)

    다음으로, 자조금 사업의 백색시유 판매액에 미치 는 영향을 계측하기 위해 백색시유 판매수입을 식 (2)와 같이 정의하였다. 식 (2)에서 백색시유 판매수 입(R)은 백색시유 소비자가격 P m r 에 백색시유 소비 량 Q m D 을 곱한 것으로 정의된다.

    R = P m r Q m D ( . )
    (2)

    자조금 사업의 한계효과를 계측하기 위해 식 (2)를 미분하고 정리하면 식 (3)을 얻는다. 식 (3)에서 ηAD 는 자조금 사업비가 1% 증가할 때 백색시유 판매수 입이 몇 % 상승하는 지를 나타내는 탄성치이고, λ 는 자조금 사업비가 전체 백색시유 판매수입에서 차 지하는 비중을 나타낸다.

    R A D = P m r Q m D A D = Q m D A D A D Q m D P m r Q m D A D
    식 (3)

    이 연구와 선행연구의 차별점 중의 하나는 백색시 유 소비에 대해 자조금의 경제적 효과를 계측함에 있어서 누적효과를 명시적으로 반영하였다는 점이다. 이를 위해 다항시차모형(PDL model: polynomial distributed lag model)을 백색시유 수요함수 추정 에 명시적으로 반영하였다. 식 (3)에서 백색시유 수 요의 자조금탄성치(ηAD)는 식 (1)의 수요함수 추정을 통해 얻을 수 있다. 그런데 현재 식 (1)에는 자조금 사업의 누적효과가 전혀 반영되어 있지 않다. 따라서 식 (1)로부터 자조금탄성치(ηAD )를 구하기 위해 식 (1) 을 아래와 같이 식 (4)와 같은 형태로 변형하여 추정 하였다. 자조금탄성치(ηAD )는 식 (4)에서 계수값 βi 에 해당한다.

    ln ( Q ) = γ 0 + γ 1 ln ( P ) + γ 2 ln ( X ) + + i = 0 k β i ln ( A D ) t i + μ t
    식 (4)

    각각의 계수값 βi는 유의한 설명력을 가지지만 자조금사업비 변수가 여러 달에 걸쳐 시차별로 설 명변수가 될 경우, 비슷한 정보를 가지고 있기 때 문에 다중공선성의 문제가 발생할 가능성이 크다. 이 경우, 믿을만한 파라메터(βi)를 제공하지 못하기 때문에 이 문제를 해결하기 위해 다항시차모형(PDL model)을 이용하여 βi를 추정할 수 있다. 추정계수 βi를 추정하기 위해서 식 (5)와 같이 다항시차모형 PDL (p, q)를 설정할 수 있다. p는 누적시차의 크 기를 의미하고 q는 다항항 i의 승수를 의미한다.

    β i = α 0 + α 1 i + α 2 i 2 + + α q 1 i q 1 P D L ( p , q )
    (5)

    예를 들어, 연도별 자조금의 효과를 분석하기 위해 누적시차의 크기를 1년(총 k=p=12개월)으로 하고, 함수의 설명력을 고려하여 q=3으로 설정하면 식 (6)와 같다. 식 (6)를 식 (4)에 대입하면 식 (7) 이 나온다. 식 (7)에 대한 추정과 Almon이 제안한 “endpoint constraints”를 사용하여, a0t, a1t, a2t의 추정치를 먼저 구한다. 이 추정치를 식 (6)에 대입하 면, 우리가 원하는 자조금 사용실적이 시유 소비량 에 미치는 탄성치 βi를 추정할 수 있다. 최종적으로 식 (4)에서 얻게 되는 시유소비의 자조금 탄성치는 식 (8)과 같이 표현된다. 이 때, β0는 단기적으로 해 당 월의 자조금 탄성치를 의미하며, 장기적으로 1년 간의 자조금 탄성치는 β0+β1+β2+ … +β12 으로 구할 수 있다.

    β i = α 0 + α 1 i + α 2 i 2 PDL ( 12, 3 )
    식 (6)

    ln ( Q ) = γ 0 + γ 1 ln ( P ) + γ 2 ln ( X ) + + α 0 z 0 t + α 1 z 1 t + α 2 z 2 t + μ t ( z 0 t = i = 0 12 x t i , z 1 t = i = 0 12 i x t i , z 2 t = i = 0 12 i 2 x t i )
    식 (7)

    i = 0 12 β i ln ( A D ) t i = β 0 ln ( A D ) t + β 1 ln ( A D ) t 1 + β 2 ln ( A D ) t 2 + β 12 ln ( A D ) t 12
    식 (8)

    2 사용자료 설명

    백색시유 수요함수 추정에 사용된 자료는 아래 Table 1에 요약되어 있다. 사용자료는 2008년부터 2018년 8월까지의 월별 자료를 사용하여 추정하였 다. 백색시유의 월별 소비량은 농림축산식품부에서 제공하는 시유수급 자료를 사용하였다. 그러나, 월 별 자료를 그대로 사용할 경우 달마다 날수가 28 일~31일로 달라 이러한 효과를 제거하기 위해 해당 월의 일수만큼 나눈 값(각 월 일평균 소비량 환산) 을 월별 소비량으로 환산하여 모형에 적용하였다. 백색시유의 소비자가격은 한국농수산식품유통공사에 서 제공하는 전국평균가격 자료를 사용하였다. 소비 자물가지수는 통계청에서 제공하는 총지수를 사용하 였다. 대체재와 보완재 등을 반영하기 위해 품목별 물가지수로 발효유 및 커피 소비자가격지수를 사용 하였다. 국민소득자료는 통계청의 1인당 가계총처분 가능소득 자료를 사용하였다. 모든 명목가격은 소비 자물가 총지수(2015=100)로 디플레이트하여 사용하 였다. 인구 자료는 통계청의 추계인구자료를 사용하 였다. 자조금 변수에 사용된 자료는 월별 자조금 “소비홍보사업비”에 “교육 및 정보제공사업비”를 더 하여 사용하였다(해외홍보비는 제외). 계절 더미변 수로는 겨울철 12~2월(DD1), 봄철 3~5월(DD2), 여 름철 6~8월(DD3), 가을철 9~11월(DD4)을 사용하였 다. 구제역의 효과를 반영하기 위해 연도 더미변수 로 D2011(2011년 1~12월은 1, 나머지는 0)을 사용하 였다.

    3 추정 결과

    이 연구에서는 백색시유 수요함수를 경제이론에 기반하여 다음과 같이 총 5가지 모형을 최종적으로 선발하여 추정하였다. 함수를 추정함에 있어 탄성 치를 바로 구하기 위해 쌍대-로그 함수를 추정하였 다. 최종적으로 선정된 5개 모형은 모형의 적합도 인 adj R2나 개별변수의 유의성을 기준으로 통계학 적으로 가장 적합하다고 판단된 모형을 선별하였다.

    ◦모형 1

    ln ( Q P O P ) = a 0 + a 1 ln ( N P C P I *100) + a 2 ln ( N S P C P I * 100 ) + a 3 ln ( N I C P I * 100 ) + a 4 ln ( A D C P I * 100 ) + δ T R E N D + b 1 D D 1 + b 2 D D 2 + b 3 D D 3 + μ t

    ◦모형 2

    ln ( Q P O P ) = a 0 + a 1 ln ( N P C P I *100) + a 2 ln ( N S P C P I * 100 ) + a 3 ln ( N I C P I * 100 ) + a 4 ln ( A D C P I * 100 ) + δ T R E N D + b 1 D D 1 + b 2 D D 2 + b 3 D D 3 + b 4 D 2011 + μ t

    ◦모형 3

    ln ( Q P O P ) = a 0 + a 1 ln ( N P N S P *100) + a 2 ln ( N I C P I * 100 ) + a 3 ln ( A D C P I * 100 ) + δ T R E N D + b 1 D D 1 + b 2 D D 2 + b 3 D D 3 + μ t

    ◦모형 4

    ln ( Q P O P ) = a 0 + a 1 ln ( N P N S P *100) + a 2 ln ( N I C P I * 100 ) + a 3 ln ( A D C P I * 100 ) + δ T R E N D + b 1 D D 1 + b 2 D D 2 + b 3 D D 3 + b 4 D 2011 + μ t

    ◦모형 5

    ln ( Q P O P ) = a 0 + a 1 ln ( N P C P I *100) + a 2 ln ( N S P C P I * 100 ) + a 3 ln ( N C O C P I * 100 ) + a 4 ln ( N I C P I *100) + a 5 ln ( A D C P I *100) + b 1 D D 1 + b 2 D D 2 + b 3 D D 3 + μ t

    모형 1~모형 5의 추정결과가 Table 2에서부터 Table 6에 제시되어 있고, PDL 모형 추정결과가 유 의한 결과가 나온 모형인 경우 그 결과를 표에 같이 제시하였다. 모형별로 다소 차이는 있으나 추정 주요 결과를 요약하면 다음과 같다. 백색시유 수요의 자체 가격탄성치는 –0.19~-0.32로 비탄력적으로 추정되었 다. 백색시유 수요의 소득탄성치는 최근 소득이 증가 하는 것에 비해 1인당 시유 소비량이 감소하고 있어 모두 음의 값으로 -0.42~–1.53로 추정되었다. Table 3, 4, 5, 7

    이 연구에서 가장 중요한 백색시유 수요의 자조금 탄성치는 모형1에서 단기(당월만, 누적효과는 계측 되지 않음)에서 0.0037로, 모형2에서는 단기(당월) 에서 0.0045이고 1년(12달) 누적에서는 0.00962로, 모형 3에서는 단기(당월)에서 0.005이고 1년(12달) 누적에서는 0.00863로, 모형4에서는 단기(당월)에서 0.0045이고 1년(12달) 누적에서는 0.01039로, 모형 5에서는 단기(당월)에서 0.0047로 추정되었다.

    4 우유자조금의 경제효과 분석

    앞에서 추정된 결과를 식 (3)에 적용하여 자조금 1원당 시유 판매수입 증가분의 경제효과를 분석한 결과, 단기(1달)에 3.8원~5.1원, 장기(1년 누적효과) 에 8.8원~10.5원으로 계측되었다.

    결과 및 고찰

    이 논문의 목적은 우유자조금 지출의 경제적 효과 를 분석하는 것이다. 이 연구에서는 우유자조금 지 출에 따라 시유 판매수입이 얼마나 증가하는지에 초 점을 맞추어서 연구를 진행하였다. 이를 위해 관련 자료를 수집하고, 수집된 자료를 기초로 백색시유 수요함수를 추정하였고 이로부터 우유자조금 지출 1 원당 경제적 효과를 계측하였다. 그 결과 우유자조 금 1원당 경제적 효과는 단기(1달)에서 3.8원~5.1원 의 경제적 효과가 있는 것으로 계측되었다. 나아가 자조금 지출에 따른 광고효과는 당월에만 그치지 않 고 누적되는 효과도 있다. 이를 계측하기 위해 추정 모형에 다항시차모형(PDL model)을 적용하여 계측 한 결과, 장기(1년 누적효과)에 자조금 1원당 8.8 원~10.5원의 경제적 효과가 있는 것으로 계측되었 다. 물론, 연구의 한계도 많이 있다. 특히 우유 광 고가 우유자조금사업비 지출에 따른 공익광고 뿐만 이 아니라 각 유업체별로 상표광고도 진행하고 있어 이 부분에 대한 자료 부족으로 연구가 진행되지 못 한 것으로 연구의 한계로 남는다.

    감사의 글

    이 연구는 경상대학교 학술연구비 지원(2019년)과 우유자조금관리위원회(2018년 우유자조금성과분석) 의 지원에 따라 작성된 것이며, 연구를 지원해 준 경상대학교와 우유자조금관리위원회에 감사드린다.

    Figure

    Table

    Data Summary

    Estimation of model 1

    Estimation of model 2

    Estimation of model 3

    Estimation of model 4

    Estimation of model 5

    Estimation of fluid milk revenue increase caused by milk check-off program

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