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ISSN : 1598-5504(Print)
ISSN : 2383-8272(Online)
Journal of Agriculture & Life Science Vol.54 No.2 pp.107-115
DOI : https://doi.org/10.14397/jals.2020.54.2.107

An Analysis on the Effect of Government’s Release on Frozen Pepper Imports

Seung-Jee Hong, Hee-Soo Chang, Suk-Ho Han*
Department of Agricultural Economics, Chungnam National University, Daejeon, 34134, Korea

These authors contributed equally to this work.


*Corresponding author: Suk-Ho Han Tel: +82-42-821-6747 Fax: +82-42-821-7977 E-mail: shohan@cnu.ac.kr
March 30, 2020 March 30, 2020 April 13, 2020

Abstract


The purpose of this study was to analyze the effect of the government’s release of red pepper stock on the imports of frozen pepper. The main results of the vector autoregressive model estimation and Granger causality test are as follows. First, The government’s release of red pepper stock did not have a significant effect on the suppression of imports of frozen pepper. If the government released 520 tons to the market, imports of frozen pepper decreased by about 440 tons (88 tons calculated as dried red pepper). Second, domestic wholesale prices had a one-way causal relationship that affects only the amount of frozen red pepper imports. According to the impulse response function estimates, if the wholesale price rose by 730 won per 600g, the amount of frozen red pepper imports increased by about 440 tons (88 tons calculated as dried red pepper), but even if the amount of frozen red pepper imports increased by 5,100 tons (1,020 tons calculated as dried red pepper), the wholesale price decreased by only 35 won. Third, government release had a certain impact on stabilizing wholesale prices. If the government’s release increased by 520 tons at a certain time, wholesale prices fall by about 220 won. Therefore, it could be desirable to operate the pepper’s Tariff Rate Quotas and government’s stock with a focus on domestic price stabilization rather than focusing on import control of pepper-related items such as frozen pepper.



고추의 정부 비축물량 방출이 냉동고추 수입에 미치는 영향 분석

홍 승지, 장 희수, 한 석호*
충남대학교 농업경제학과

초록


본 연구에서는 정부의 고추 비축물량 방출이 냉동고추 수입에 어떠한 영향을 미치는지를 분석하고자 하였다. 벡터자기회귀모형 추정과 그랜저 인과성 검정의 주요 결과는 다음과 같다. 첫째, 정부 보유물량의 방출이 냉동고추 수입억제에 큰 영향을 미치지 못하고 있다는 점이다. 정부 보유물량을 특정 시점에 520여 톤 시장에 방출할 경우 냉동고추 수입량은 약 440톤 정도(건고추 환산 88톤) 감소하는 것으로 나타났다. 둘째, 국내 도매가격은 냉동고추 수입량에만 영향을 미치는 일방향성 인과관계를 갖는다는 것이다. 충격반응함수 추정결과에 따르면 특정 시점에 도매가격이 730원 정도 상승하면 냉동고추 수입량은 약 440여 톤(건고추 환산 88톤) 증가하지만, 냉동고추의 수입량이 5,100여 톤(건고추 환산 1,020톤) 증가하더라도 국내 도매가격은 35원 감소하는 데 그치고 있다. 셋째, 정부 방출물량은 국내 도매가격의 안정화에 일정 수준 영향을 미치고 있다는 점이다. 특정 시점에 정부 방출물량이 520여 톤 증가하면, 도매가격은 220원 정도 하락하는 것으로 나타났다. 이상과 같은 연구결과를 토대로 볼 때 정부의 국내산 건고추 비축물량과 Tariff Rate Quotas의 운영은 냉동고추 등 고추 관련 품목의 수입억제에 초점을 맞추기보다는 국내 가격안정에 초점을 두고 운영하는 것이 바람직하다고 판단된다.



    서론

    우리나라 고추 산업은 농촌인력의 고령화와 낮은 기계화율, 중 국산 고추 관련 품목의 수입 확대로 지난 20여 년간 생산기반이 크게 위축됐으며, 이에 따라 국산 자급률은 최근 40%대로 하락하 였다(Korea Rural Economic Institute, 2020). 정부에서는 국내 고추가격의 안정화 도모와 생산기반 유지를 위해 Tariff Rate Quotas(이하 TRQ) 운영 및 국산 건고추의 수매·비축 사업을 시행 하고 있으나, 이 사업이 국내 고추 시장과 수입에 미치는 영향에 대한 평가는 이루어지지 않고 있다. 정부가 해당 사업을 중국산 냉동고추, 기타소스 등 고추 관련 품목의 수입 대체 측면에서 접근 하는 것이 바람직한지, 아니면 국내 고추가격 안정화 도모를 통한 국내 생산기반 안정화 측면에서 접근하여야 하는지를 고민하는 상 황에서 TRQ를 포함한 정부 비축물량 방출에 따른 효과를 자세히 파악하는 것이 요구되고 있다. 이에 정부의 건고추 수매·비축사업 이 국내 도매가격이나, 고추 관련 품목의 수입량에 미치는 영향 평가를 통해 정책 방향 결정에 필요한 기초적인 자료를 제공할 필요가 있다.

    우리나라 주요 농산물의 TRQ와 관련된 연구들은 크게 TRQ 제도의 현황과 문제점, 개선방안 도출과 관련된 연구, TRQ를 포함 한 정부비축물량의 효율적 관리와 관련된 연구, 그리고 TRQ 방출 이 국내 가격에 미치는 영향에 관한 연구들로 구분할 수 있다.

    TRQ 제도의 현황과 개선방안 도출과 관련된 대표적인 연구에 는 Suh et al.(2004), Im & Hong(2007) 등이 있다. Suh et al. (2004)의 연구에서는 DDA 농업협상의 결과와 일치하고 국내 수 급관리 및 수입차익 환수차원과 TRQ 관리제도 자체의 경제적 효 율성 측면에서 TRQ 관리제도의 개선방향을 수립하고, 주요 품목 에 대한 구체적인 개선방안을 제시하고자 하였다. 이 연구에서 고 추의 경우 TRQ 관리는 가격안정과 수입차익의 환수 측면에서 국 영 무역방식(가격안정용 비축물량)과 수입권공매 방식(수입차익의 환수)을 혼합하여 운용하는 것이 적절하며, 향후 고추의 소비가 점진적으로 감소할 것으로 전망되고 있고, 냉동고추, 혼합조미료 등 관련 품목의 수입이 늘어나기 때문에 최소한의 가격안정용 물량 에 대해서만 현재와 같은 국영무역으로 관리하되 관리 및 제도의 투명화를 추구할 것을 제안하였다.

    Im & Hong(2007)은 우리나라 TRQ 물량 관리제도가 UR 이후 수입개방으로 인한 생산자 보호 및 수입차액의 농업 투자재원으로 의 활용이라는 측면에서 운영되어 나름의 성과도 있었지만, 대외적 으로 TRQ 관리방식에 대한 국제적인 규율 강화에 따른 제약요인 발생과 대내적으로는 일부 품목에 대한 TRQ 물량 관리로 인한 경쟁 제한 관행 등의 문제점을 내포하고 있음을 지적하고 향후 통상 마찰을 줄이는 동시에 대내적으로는 효과적인 산업 보호가 가능한 합리적인 TRQ 관리제도 방안 마련이 필요하다고 주장하였다.

    TRQ를 포함한 정부비축물량의 효율적 관리와 관련된 연구로는 Hong & Park(2005a, 2005b)이 있다. Hong & Park(2005a)은 양념채소류의 국영무역 수입 및 판매에 있어서 수입단가추세와 보 관 및 감모비용, 그리고 판매 시기별 국내 도매원가와의 수입차액 등을 고려한 사후적 분석결과를 토대로 TRQ의 최적 도입 시기가 고추의 경우 11월~익년 3월, 마늘은 6~7월과 11~12월, 양파는 9~12월이 적절하다고 하였으며, 최적 도입 시기 결정에 수입단가 의 변화가 주요 요인으로 나타나 수요 수입국인 중국의 해당 품목 에 대한 수급 상황 관련 정보 수집과 분석의 중요성을 언급하였다. Hong & Park(2005b)의 연구에서는 정부비축물량 방출기준 가격 설정에 있어서 시장개방 이후 저가의 농산물이 대량 수입되고 국내 시장에서의 점유율 상승으로 국내시장가격이 하향 안정화되는 상 황에서 비용에 기초한 상한 가격방식보다는 시장의 실제 수급 상황 과 연동된 상한 가격방식이 바람직하다고 주장하였다.

    TRQ 방출이 국내 가격에 미치는 영향에 관한 연구에는 Ahn & Gil(2010), Kim et al.(2012) 등이 있다. Ahn & Gil(2010)은 생산자 가격과 도매시장 가격에 수입가격이 외생변수로 작용하는 SVAR 모형 추정을 통해 TRQ제도가 적용된 고추와 양파에서는 생산자 가격과 도매시장 가격 모두 수입가격과 대한 인과관계가 없었으며, 이는 국내에서 건고추와 신선 양파를 해외시장 가격으로 원하는 만큼 국내로 수입되지 못하여 수입가격이 국내 시장가격에 큰 영향을 미치지 못하였기 때문이라고 주장하였다.

    Kim et al.(2012)은 건고추의 국내 수요가 일반 소비자와 업체 용으로 양분되어 있으며, 일반 소비자는 국산 건고추를 주로 구매 하는 데 반해, 음식점이나 김치공장 등 대량 수요처의 경우 가격이 저렴한 수입 건고추를 주로 구매하고 있어 국내 건고추 가격은 수입보다는 국내 생산량의 변동 때문에 결정되는 구조라고 주장하 였다. 주요 시기별 건고추 가격변동에 대해서는 수확기인 8~10월 에는 국내 생산량에 따라 가격변동이 심한 편이나 11월~익년 7월 에는 상대적으로 가격 변동성이 작은데 이는 저장 출하기에 소비자 의 월별 구매량이 소량으로 일정한 편이며, 공급도 수요에 따라 산지유통인 등에 의해 일정하게 공급되기 때문이라고 언급하였다. 국산 건고추 도매가격과 수입량 간의 그랜저 인과관계 검정결과에 서는 ‘고추 수입량은 국내 도매가격에 영향을 미치지 않는다’라는 귀무가설은 기각하지 못하였지만, ‘국내 도매가격은 고추 수입량에 영향을 미치지 않는다’라는 귀무가설은 기각됨에 따라 국내 도매가 격이 수입량에만 영향을 미치는 일방향성 인과관계를 갖는 것으로 분석되었다. 한편, 건고추의 저장 출하기 가격안정을 위해 정부 수 입물량(TRQ)을 방출하는 시책의 실효성은 낮은 것으로 분석되었 는데 이는 수입품과 국산 건고추 시장이 분리되었기 때문이며, 오 히려 가격 변동성이 큰 수확기에 작황 부진으로 가격이 높게 형성 될 때를 대비하여 정부 수입물량으로 공급을 조절하기보다는 국산 건고추를 비축하고 방출함으로써 가격을 안정화할 필요가 있다고 주장하였다.

    이상의 연구들은 TRQ 관리제도의 개선방안, TRQ를 포함한 정부비축물량의 효과적인 운영방안, TRQ 방출이 국내 가격에 미 치는 영향을 분석하고자 한 점에서 의의가 있으나, 고추 TRQ 운영 이 중국산 냉동고추의 수입에 어떠한 영향을 미치는지, 그리고 국 내 고추가격 변동과 냉동고추의 수입량 간에 어떠한 인과관계가 있는지를 통계학적 인과관계 규명을 통해 분석하지 못하였다는 점 에서 한계가 있다.

    이에 본 연구에서는 고추 TRQ 운영이 중국산 냉동고추의 수입 억제 효과가 있는지를 규명하는 것을 주요 목적으로 설정하고자 한 다. 구체적으로는 다음과 같은 두 가지 측면에서 분석을 시행한다. 첫 번째는 국내 고추가격변동과 냉동고추 수입량과의 인과관계를 분석하는 것이며, 두 번째는 인과관계 분석결과를 바탕으로 고추 TRQ 운영이 중국산 냉동고추 수입의 억제 효과 유무를 규명하는 것이다. 이상과 같은 분석결과는 우리나라 고추 산업 발전 측면에서 효과적인 TRQ 운영에 대한 기초적인 자료 제공과 이를 토대로 한 정책 수립에 유의미한 시사점을 제공할 수 있을 것으로 기대된다.

    재료 및 방법

    1. 분석 자료

    본 연구에서는 고추 TRQ 물량과 냉동고추 수입량과의 관계를 추정하기 위해 정부 비축물량의 방출자료가 이용 가능한 2004년 8월부터 2019년 3월까지의 월별 자료를 이용하였다. 구체적으로 는 고추 TRQ를 포함한 정부 비축물량의 월별 방출물량과 냉동고 추의 월별 수입량을 주요 변수로 이용하며, 분석자료는 한국농수산 식품유통공사, 통계청 등 다양한 기관에서 수집하였다.

    냉동고추 수입량은 국내 고추 생산량과 이에 따른 가격수준에 의해 영향을 받을 그것으로 예상하며, 이중 가격수준이 생산량과 재고량 등의 영향을 모두 반영할 수 있다고 판단하여 국내 건고추 도매가격을 분석 모형에 포함하였다. 추정에 이용된 건고추 가격은 화건 상품 기준이며, 600g당 가격으로 한국농수산식품유통공사 (aT) 농산물유통정보(KAMIS)의 월별도매가격 자료를 이용하였 다. 가격은 생산자물가지수(2015=100)를 이용하여 실질 가격으로 변환하였다. 분석 기간의 건고추 600g당 평균 도매가격은 7,600 원, 표준편차는 2,890원, 냉동고추 수입량의 평균은 13,700톤, 표 준편차는 5,960톤, 정부 방출물량 평균은 404톤, 표준편차는 524 톤 등이다(Korea Agro-Fisheries & Food Trade Corporation, 2019, Statistics Korea, 2019).

    2. 분석 절차

    본 연구에서는 정부의 고추 TRQ 물량 방출이 냉동고추, 혼합조 미료 등 고추 관련 품목의 수입량이나 민간 건고추 수입량, 그리고 국내 건고추 도매가격과 산지 가격에 어떠한 영향을 미치는가를 분석하기 위해 시계열 자료를 이용하기 때문에 시계열 자료 분석방 법을 활용하여야 한다. 변수 간의 관계를 모형화할 경우 수집된 자료들의 성질은 적절한 계량경제모형을 선택하는 데 중요한 의미 가 있는데, 분석자료의 성질에 따른 적절한 분석방법을 이용하지 않고 추정된 모형의 경우 분석결과의 타당성 및 신뢰성에서 문제가 발생할 수 있기 때문이다.

    시계열 자료를 분석하는 방법의 적절한 선택은 시계열 변수의 정상성(stationarity) 여부, 분석하고자 하는 변수 간의 내생성 (endogeneity) 존재 여부, 비정상적(nonstationary) 변수들 간의 공적분(cointegration) 유무에 따라 이루어지게 된다. 시계열 자료 가 정상적이라는 의미는 시계열 자료를 생성하는 확률과정의 평균 과 분산이 해당 기간 일정하고, 두 시점 간의 공분산 값이 공분산이 계산되는 실제 시간에 의존하는 것이 아니라 두 시점 간의 거리 혹은 시차에만 의존하는 것을 의미한다.

    시계열 변수들이 정상적이지 않을 때는 변수 간에 어떤 관계가 없더라도 변수 간에 통계적으로 유의한 결과가 나타나는 허구적 회귀(spurious regression)결과를 초래할 수 있으므로 비정상적 변 수 간의 공적분 관계가 존재하는 경우를 제외하고 차분이나 추세 제거와 같은 방식을 통해 정상적인 변수로 변환한 후 분석에 이용 하여야 한다(Hill et al., 2011).

    이에 따른 본 연구의 전체적인 분석절차를 정리하면 다음과 같 다. 첫 번째로는, 월별 시계열 자료를 이용함으로써 발생할 수 있는 비정상성의 문제와 이러한 시계열 자료의 특징에 따라 발생할 수 있는 허구적 회귀 가능성을 확인하기 위해 변수들에 대한 단위근 검정을 실시하는 것이다. 두 번째로는 시계열 분석모형(VAR모형)에 포함된 변수들의 적정 시차 결정을 위해 정보 기준인 AIC(Akaike Information Criterion), SC(Schwarz Information Criterion)의 값을 비교하여 최적 시차를 결정하는 것이며, 세 번째로는, 시차 결정결과를 토대로 주요 변수 간의 인과관계를 검정하고, 마지막으 로는 이러한 분석결과를 바탕으로 각 변수에 대한 충격반응함수를 통해 변수 간의 동태적인 관계를 분석하게 된다.

    3. 분석 모형: VAR

    VAR 모형은 일반적으로 상호 연관된 시계열 자료들의 시스템 예측과 무작위 오차가 모형의 시스템에 미치는 동적인 영향을 분석 하기 위해 사용된다. VAR 모형은 변수들 간의 인과관계가 양방향 적일 때 적용할 수 있는 모형으로 내생변수와 외생변수의 구분이 없이 모든 변수가 종속 변수역할을 하되 자신의 과거 값과 함께 모든 다른 변수들의 시차 값들에 의존하는 형태로 추정할 모형을 설정하는 방식이다. 축약형 VAR 접근방식은 시스템의 모든 내생 변수들을 자신과 다른 내생변수들의 p차 지연 값의 함수로 처리함 으로써 구조적 모델링의 필요성을 회피할 수 있다(Greene, 2008).

    안정적인 k차 VAR(p) 과정은 다음과 같이 표현할 수 있다.

    y t = A 1 y t 1 + + A p y t p + C x t + t
    (1)

    식(1)에서 각 기호들은 다음과 같이 정의된다.

    • - y t = ( y 1 , t , y 2 , t , , y k , t ) : 내생변수들의 k × 1 벡터

    • - x t = ( x 1 , t , x 2 , t , , x d , t ) : 외생변수들의 d × 1 벡터

    • - A 1 , , A p 는 추정할 시차계수들의 k × d 행렬

    • - C 는 추정할 외생변수 계수들의 k × d 행렬

    • - t = ( 1 , t , 2 , t , , k , t ) : E ( t ) = 0 , E ( t t ) = Σ , 그리고 E ( t s ) = 0 ( t s ) 의 특징을 갖고 있는 k × 1 백색잡음 혁신 과정

    냉동고추 수입량(FPI ), 정부 방출량(GR ), 그리고 건고추 도매 가격(WP)이 VAR(1)에 의해 함께 결정되고, 상수항만이 유일한 외생변수라고 가정하면 VAR(1) 모형은 식(2)와 같이 표현될 수 있다.

    F P I t = α 11 F P I t 1 + α 12 G R t 1 + α 13 t 1 + c 1 + 1 , t G R t = α 21 F P I t 1 + α 22 G R t 1 + α 23 t 1 + c 2 + 2 , t W P t = α 31 F P I t 1 + α 32 G R t 1 + α 33 t 1 + c 3 + 3 , t
    (2)

    위 식에서 αijci 는 추정될 계수들을 의미한다.

    식(2)를 식(1)과 같은 형태로 표현하면 식(3)과 같다.

    y t = A 1 y t 1 + C + t
    (3)

    여기에서 y t = ( F P I t , G R t , W P t ) t = ( 1 , t , 2 , t , 3 , t ) 는 3 × 1 벡터를, A1은 3 × 3 시차변수들의 계수행렬, 그리고 C 는 2 × 1 상수항 계수 행렬을 의미한다.

    VAR 모형의 경우 개별 추정계수를 해석하고 의미를 찾는 것이 쉽지 않아 대부분 VAR 모형의 추정과 함께 충격반응함수(Impulse Response Function)를 추정하고, 각 변수들에서 발생한 충격이 자신과 다른 연관된 변수에 어떤 변화를 초래하게 되는 지를 파악 하게 된다. 구체적으로는 식(3)으로 표현되는 VAR(1) 모형에서 1, 2, 3와 같은 오차항의 충격에 대한 VAR 체계 내 종속변수들 의 반응을 찾게 된다. 일례로 FPI 식의 1이 1표준편차만큼 증가 하였다고 가정하면 이러한 충격 혹은 변화는 현재의 FPI 와 미래의 FPI도 변화시키지만 FPIGRWP 에도 포함되어 있어 1의 변화는 GRWP 에도 충격을 주게 된다. 충격반응함수는 이와 같은 충격이 미래의 일정기간 동안 미칠 영향을 추적하는 방법으로 VAR 분석의 핵심이라고 할 수 있다.

    결과 및 고찰

    1. 분석 결과

    1.1 단위근 검정과 모형 정보기준

    Table 1은 본 연구의 분석 대상 변수인 냉동고추 수입량(FPI ), 정부 방출물량(GR ), 그리고 건고추 도매가격(WP)을 ADF 단위 근 검정을 한 결과이다. 단위근 검정결과 냉동고추 수입량과 건고 추 도매가격은 원자료에서 단위근을 가지는 비정상적 시계열인 반 면, 원자료를 1차 차분한 경우에는 정상적 시계열로 변환된 것을 확인할 수 있어 냉동고추 수입량과 건고추 도매가격은 I (1), 즉 1차 적분됨을 알 수 있다. 한편, 정부 방출물량은 원자료의 ADF 통계량 값이 귀무가설을 기각함으로써 단위근이 없는 정상적 시계 열(I (0) )인 것으로 나타났다. 만약 정부 방출물량도 단위근을 갖는 I (1) 변수인 경우에는 I (1) 변수들 사이에 공적분이 있는 경우 변수들 간의 단기 동태적 관계를 고려하면서도 장기적 균형으로의 점진적인 조정과정을 분석할 수 있는 벡터오차수정모형(Vector Error Correction Model: VECM)을 고려할 수 있으나, 단위근 검정결과 모든 변수들이 I (1) 이 아니기 때문에 VECM 모형을 고려할 필요는 없다.

    Table 2는 냉동고추 수입량, 정부 방출물량, 도매가격의 VAR 모형을 추정하기 위하여 적정 시차 선택을 위한 정보기준을 도출한 결과이다. VAR 모형의 적정차수는 모형에 포함하고자 하는 내생 변수들과 외생변수들이 결정된 상황에서 추정하게 되며, 본 연구에 서는 냉동고추 수입량, 정부 방출물량, 도매가격의 내생변수들과 월별 효과를 고려하기 위한 월별 더미를 외생변수로 설정한 모형을 기초로 적정차수를 도출하고자 하였다.

    VAR 모형의 적정 시차 분석 결과 AIC 값은 시차가 4일 때 가장 작은 값으로 나타났으나, SC 값은 시차가 1일 때 가장 작은 값을 보이며, 그 이후 시차부터는 값이 증가하는 추세를 보이고 있다. 모형 의 간결성 측면까지 고려하면 VAR 모형의 적정 시차는 p = 1이 적정한 것으로 판단되나, 그랜저 인과관계 검정 결과 AIC 기준에 따른 시차 p = 4를 설정할 경우 인과관계의 방향성에 차이가 있는 것으로 나타나 VAR(4)도 함께 추정하여 시차의 차이에 따른 정보 기준에 의해 최종 분석모형을 결정하였다. 분석결과 VAR(1)의 경우 AIC 50.305, SC 51.205, VAR(4)의 경우 AIC 50.049, SC 51.488로 두 개의 정보기준에서 서로 상이한 최적 시차가 도출되 었으나, 간결성 측면에서 VAR(1)이 선호되기 때문에 본 연구에서 는 최종적으로 VAR(1)을 이용하였다.

    1.2 그랜저 인과관계 검정

    Table 3은 VAR 모형의 적정 시차를 통해 냉동고추 수입량, 정부 방출물량, 그리고 도매시장 가격의 그랜저 인과관계를 검정한 결과이다. 시차가 1인 경우 첫 번째 ‘GR 은 ΔFPI 에 영향을 주지 않는다’의 귀무가설을 기각할 수 없고, 반대 방향의 귀무가설도 기각할 수 없어 두 변수 간에 인과관계가 없는 것으로 나타났다. 두 번째 ‘ΔWP 는 ΔFPI 에 영향을 주지 않는다’의 경우 귀무가설 이 기각되어 인과관계가 있는 것으로 나타났으나, 그 반대의 경우에 는 인과관계가 없는 것으로 나타났다. 마지막으로 ‘ΔWPGR 에 영향을 주지 않는다’의 귀무가설이 기각되고, 반대 방향의 귀무 가설도 기각되어 두 변수 간에 인과관계가 있는 것으로 나타났다.

    AIC 정보기준에 따른 적정 시차 4를 이용한 경우에는 인과관계 는 ‘GR 은 ΔWP 에 영향을 주지 않는다’라는 부분을 제외하면 적 정 시차 1일 경우와 유사하게 나타났다. 구체적으로 ‘GR 은 ΔFPI 에 영향을 주지 않는다’의 귀무가설을 기각할 수 없고, 반대 방향의 귀무가설도 기각할 수 없어 두 변수 간에 인과관계가 없는 것으로 나타났다. ‘ΔWP 는 ΔFPI 에 영향을 주지 않는다’의 경우 귀무 가설이 기각되어 인과관계가 있는 것으로 나타났으나, 그 반대의 경우에는 인과관계가 없는 것으로 나타났다. 한편, ‘ΔWPGR 에 영향을 주지 않는다’의 귀무가설이 기각되어 인과관계가 있는 것으로 나타났으나, 그 반대의 경우에는 인과관계가 없는 것으로 나타났다.

    인과관계의 검정이 적용하는 시차에 따라 달리 나와 인과성 검정 이 확실하지 않게 되는 이유로는 변수들 간의 공적분 증거가 약할 때 나올 수 있다. 그러나 그랜저 인과관계에서 검토하고자 하는 질문은 두 변수 간 시간적으로 선행-지체 관계가 존재할 때 인과관 계의 방향을 통계적으로 탐지할 수 있는지의 여부이며, 만일 인과 관계가 입증된다면 한 변수를 더 잘 예측하기 위해 단지 해당 변수 의 과거 이력만 이용하는 것보다는 인과관계가 있는 다른 변수를 이용하는 것이 더 바람직하다는 것을 의미한다(Gujarati & Porter, 2008). 결과적으로 VAR 모형에 세 변수 모두 포함하는 것이 적절 함을 의미한다고 볼 수 있다.

    1.3 VAR 모형 추정 결과

    Table 4는 냉동고추 수입량, 정부 방출물량, 도매가격을 포함하 는 VAR(1) 모형의 추정결과이다. 먼저 1차 차분된 냉동고추 수입 량 방정식의 추정 결과를 보면 1차 차분된 냉동고추 수입량 시차변 수와 1차 차분된 도매가격 시차변수의 계수 추정치가 통계적으로 유의하게 나타났다.

    1차 차분된 냉동고추 수입량 시차 변수에 대한 계수 추정값은 –0.488로 t - 1기의 냉동고추 수입량 변화분이 1톤 증가하면 t기 의 냉동고추 수입량 변화분은 약 0.49톤 감소함을 의미한다. 정부 방출물량 시차 변수에 대한 계수 추정값은 –0.517로 통계적으로 유의미하지는 않았지만, t - 1기의 정부 방출물량이 1톤 증가하면 냉동고추 수입량 변화분이 약 0.52톤 감소함을 의미한다. 1차 차분 된 냉동고추 수입량의 경우 건고추로 환산하지 않은 값을 분석에 활용하였기 때문에 정부 방출물량 시차 변수의 냉동고추 수입량 변화분에 미치는 영향을 건고추로 환산한 경우 그 영향은 약 0.1톤 감소하는 것으로 해석할 수 있다.

    1차 차분된 도매가격 시차 변수에 대한 계수 추정값은 0.949로 t - 1기의 도매가격 변화분이 1,000원 증가하면 t기의 냉동고추 수입량 변화분은 약 949톤 증가함을 의미한다. 한편, 정부 방출물 량 방정식의 추정결과를 보면 정부 방출물량 자신의 시차 변수와 1차 차분된 도매가격 시차 변수의 계수 추정치가 통계적으로 유의 하게 나타났다.

    정부 방출물량 시차 변수에 대한 계수 추정값은 0.543이며, 이는 t - 1기의 정부 방출물량이 1t 증가하면 t기의 정부 방출물량은 약 0.54톤 증가함을 의미한다. 1차 차분된 도매가격 시차 변수의 계수 추정값은 0.107이며, 이는 t - 1기의 도매가격 변화분이 1,000원 증가하면 t기의 정부 방출물량은 약 107톤 증가함을 의미한다.

    1차 차분된 도매가격 방정식의 추정 결과를 보면 1차 차분된 도매가격 자신의 시차 변수와 정부 방출물량 시차변수의 계수 추정 치가 통계적으로 유의하게 나타났다. 1차 차분된 도매가격 시차 변수에 대한 계수값은 0.215로 t - 1기의 도매가격 변화분이 1원 증가하면 t기의 도매가격 변화분도 약 0.2원 증가함을 의미하며, 정부 방출물량 시차 변수에 대한 계수값은 -0.202로 t - 1기의 정 부 방출물량이 100톤 증가하면, t기의 도매가격 변화분은 약 20원 감소함을 의미한다.

    1.4 충격반응함수 추정 결과

    Table 5는 각 내생변수들이 자신 또는 다른 변수들에 발생한 충격에 의해 시간의 흐름에 따라 어떤 조정과정을 받고 있는지를 보여주고 있다. 먼저 1차 차분된 냉동고추 수입량이 자신과 다른 내생변수들에 발생한 충격에 대해 어떤 조정과정을 거치는가를 살 펴보면, 정부 방출물량이 t기에 524톤 증가하면 냉동고추의 변화 분은 t + 1기 219톤(건고추 환산 44톤), t + 2기 94톤(건고추 환산 19톤), t + 3기 74톤(건고추 환산 15톤), t + 4기 27톤(건고추 환산 5톤), t + 5기에 18톤(건고추 환산 4톤) 등이 감소하는 것으로 나타 났으며, 정부 방출물량의 영향은 10기 이후에는 미미해지는 것으 로 나타났다. 앞 절에서 언급한 것처럼 냉동고추 수입량은 수율을 적용하지 않았기 때문에 수율을 적용한 건고추로 영향을 살펴보면, 각 기간에 44톤, 19톤, 15톤, 5톤, 4톤 정도의 냉동고추 수입을 감소 시키는 것으로 해석할 수 있다. 그랜저 인과관계 분석에서도 알 수 있듯이 정부 방출물량은 냉동고추 수입량의 변화분에 미치는 영향 이 매우 미미함을 알 수 있다.

    1차 차분된 도매가격의 충격(733원 상승)이 냉동고추 수입량 변화분에 미치는 영향은 t + 1기에는 633톤(건고추 환산 127톤)이 증가하지만, t + 2기에는 209톤(건고추 환산 42톤) 감소, t + 3기 에는 83톤(건고추 환산 17톤) 증가, t + 4기 63톤(건고추 환산 13 톤) 감소, t + 5기에 14톤(건고추 환산 3톤) 증가 등 증가와 감소를 반복하면서 0톤으로 수렴하는 것으로 나타났다.

    정부 방출물량이 자신과 다른 내생변수들에 발생한 충격에 대해 어떤 조정과정을 거치는가는 다음과 같다. 1차 차분된 냉동고추 수입량이 t기에 5,131톤(건고추 환산 1,026톤) 증가하면 정부 방 출물량은 t + 1기 13톤 증가하나 t + 2기에는 3톤이 감소하고, t + 3기에는 2톤 증가, t + 4기에는 1톤 감소 등 증가와 감소를 반복하면서 0톤에 수렴하고, 그 영향은 매우 미미한 것으로 나타났 다. 한편, 1차 차분된 도매가격이 733원 증가하면 정부 방출물량은 t + 1기 71톤, t + 2기 56톤, t + 3기 31톤, t + 4기 16톤, t + 5기 에 8톤 등이 증가하는 것으로 나타났으며, 10기 이후에는 미미해지 는 것으로 나타났다.

    1차 차분된 도매가격의 조정과정의 경우에는 먼저, 1차 차분된 냉동고추 수입량이 t기에 5,131톤(건고추 환산 1,026톤) 증가하면 도매가격 변화분은 t + 1기 38원 감소하고, t + 2기엔 8원 증가, t + 3기에는 6원 감소 등 증가와 감소를 반복하면서 0원으로 수렴 하는 것으로 나타났다. 한편, 정부 방출물량이 t기에 524톤 증가하 면 도매가격 변화분은 t + 1기 86원, t + 2기 63원, t + 3기 36원, t + 4기 18원 등이 감소하고, t + 9기 이후의 영향은 미미한 것으로 나타났다.

    1.5 종합 고찰

    VAR 모형 및 충격반응함수 추정결과를 토대로 다음과 같은 시사점을 얻을 수 있다. 첫째, 정부 보유물량의 방출이 냉동고추 수입억제에 큰 영향을 미치지 못하고 있다는 점이다. 정부 보유물 량을 특정 시점에 520여 톤 시장에 방출할 경우 냉동고추 수입량은 약 440톤 정도(건고추 환산 88톤)감소하는 것으로 나타났다. 이는 이미 국내에서 대량수요처를 중심으로 중국산 냉동고추의 수요가 안정적으로 유지되고 있기 때문으로 판단되며, 정부가 보유하고 있는 건고추 물량의 방출로는 이미 국내시장에서의 유통경로가 확 립된 중국산 냉동고추 수입량에 영향을 미치기 어려운 상황으로 판단할 수 있다.

    둘째, 국내 도매가격은 냉동고추 수입량에만 영향을 미치는 일 방향성 인과관계를 갖는 다는 것이다. 이는 그랜저 인과관계 검증 결과에서도 확인되었으며, 충격반응함수의 추정결과에서도 확인 할 수 있다. 충격반응함수 추정결과에 따르면 특정 시점에 도매가 격이 730원 정도 상승하면 냉동고추 수입량은 약 440여 톤(건고추 환산 88톤) 증가하지만, 냉동고추의 수입량이 5,100여 톤(건고추 환산 1,020톤) 증가하더라도 국내 도매가격은 35원 감소하는 데 그치고 있다. 이는 Kim et al.(2012)의 연구에서 언급된 것처럼 건고추의 국내 수요가 일반 소비자와 업체용으로 양분되어 있으며, 소비자 가구는 국산 건고추를 주로 구입하는 데 반해, 음식점이나 김치공장 등 대량 수요처의 경우 냉동고추를 포함한 가격이 저렴한 수입산 고추를 주로 구매하고 있어 국내 건고추 가격은 수입보다는 국내 생산량의 변동에 의해 결정되는 구조라고 주장과 궤를 같이한 다고 할 수 있다.

    셋째, 정부 방출물량은 국내 도매가격의 안정화에 일정 수준 영향을 미치고 있다는 점이다. 특정 시점에 정부 방출물량이 520여 톤 증가하면, 도매가격은 220원 정도 하락하는 것으로 나타났다. 그러나 도매가격 220원은 2017년산 건고추 상품기준 화건 600g당 평균가격인 1만 2,000원의 약 2% 수준으로 그 효과는 낮은 수준이 다. 이는 일반적으로 정부 보유물량 방출 시기가 국내 도매가격의 변동이 심한 수확기(8~10월)보다는 소비자의 월별 구매량이 소량 으로 일정하고 공급도 수요에 따라 산지유통인 등에 의해 일정하게 공급되어 가격 변동성이 상대적으로 적은 저장 출하기(11월~익년 7월)에 집중되었기 때문으로 판단된다.

    시계열 모형을 이용한 분석결과 TRQ를 포함한 정부 방출물량 과 냉동고추 수입량, 국내 도매가격 간에 다음과 같은 동적 관계가 존재함을 알 수 있었다. 즉, 정부 보유물량의 방출은 냉동고추 수입 억제에 유의한 영향을 미치지 못하고 있으며, 국내 도매가격은 냉 동고추 수입량에만 영향을 미치는 일방향성 인과관계를 갖지만, 정부 방출물량은 국내 도매가격의 안정화에 일정 수준 영향을 미치 고 있다는 점이다.

    결과적으로 고추 TRQ의 운영은 냉동고추 등 고추 관련 품목의 수입억제에 초점을 맞추기보다는 국내 가격안정에 초점을 두고 운 영하는 것이 바람직하다고 판단된다. 다만, 국내 여건상 도입할 수 있는 TRQ의 물량에 한계가 있으므로 국산 건고추를 비축하고 방출할 방안과 연계할 필요가 있다. 이는 2010년 초반 이후 국내 건고추 가격은 수입보다는 국내 생산량의 변동 때문에 결정되는 구조로 점차 전환되고 있고, 수입산과 국산 건고추 시장이 분리되 어 있으므로 TRQ 물량 이외에 국산 건고추를 비축하고 방출함으 로써 국내시장 가격을 안정화할 필요가 있음을 의미한다.

    한편, 건고추를 포함한 농산물 비축사업은 생산자 소득안정뿐만 아니라 소비자 물가안정 등 두 가지 정책 목표와 관련되어 있으므 로 국산 고추를 대상으로 한 수매비축사업과 TRQ 비축사업이 규 모 면에서나 운영체계 측면에서 개선될 필요가 있다. 예전보다 수 입산에 대한 소비자 인식에 변화가 있기는 하지만 여전히 소비자들 은 수입산보다 국산을 선호하고 있고, 이는 국산과 수입산 간의 확연한 가격 차이로 나타난다고 할 수 있다. 그러나 국산 고추의 재배면적 감소와 이에 따른 생산량 감소 추이가 지속되고 있는 상황에서 TRQ 비축을 통하여 건고추 가격안정을 도모하는 데에는 한계가 있으며, 고추 생산자의 소득안정과 소비자 물가안정을 동시 에 도모하기 위해서는 현행 비축사업 체계의 개선방안을 모색할 필요가 있을 것이다.

    Figure

    Table

    ADF test results

    Optimal lag length test results of VAR model

    Granger causality test results of VAR model

    Estimation results of VAR(1)

    Estimation results of impulse response function (Unit: ton, won/600g)

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