Ⅰ. 서 론

 최근 국민소득 향상과 건강에 대한 관심이 높 아지면서 식품안전, 웰빙식품 등에 대한 소비자 의 관심이 증가하고 있다. 이에 따라 육류 소비 는 정체추세에 있는 반면, 수산물의 소비는 증가하고 있는 추세이다. 특히 고품질의 수산물 소비 가 증가할 것으로 예상된다. 소비자들의 수산물 소비형태가 원료상태의 소비에서 일부가공 또는 전체 가공형태로 변화 하고 있고, 맞벌이 부부의 증가로 찌개 등 전통 적 식단에서 간편하고 빠른 서구식 패스트푸드 형 식사형태로 변화하고 있다. 또한 소비형태가 다양화되고 고급화되어 가격이 싼 수산물보다 안전성, 신선도 등 고품질에 대한 선호가 높아지 고 있다. 횟감용 활어의 국내 유통이 크게 증가 하고 있고, 참치, 연어, 넙치, 새우류 등의 고급품 목에 대한 수요가 증가하고 있다¹⁾.

 이러한 수산물시장 상황에서 자원고갈을 막 기 위한 국내 총어획량제도나 해외에서 얻고 있 는 수산물조업쿼터가 변동하게 되는 경우 국내 의 수산물시장 뿐만 아니라 다른 연관시장 즉 쇠 고기시장, 돼지고기시장, 닭고기시장에도 그 영 향을 미치게 된다.

 구체적으로는 수산물시장에 쿼터를 부과하여 시장을 왜곡시킬 때, 그 시장의 왜곡이 다른 연 관시장들의 가격을 변화시키고 다시 수산물시 장에 역파급효과를 미쳐 새로운 균형을 형성하 게 된다. 일부 경제학자들은 모든 연관시장의 파 급효과를 포착하는 일반균형 후생효과를 측정 하 기 위 한 연 구 를 꾸 준 히 하 여 왔 다 . 특 히 Harberger(1971, p. 793)는 어떤 시장에 외부충격 이 주어질 때 균형조정과정을 추적하여 그 단일 시장의 후생효과가 다른 연관시장의 파급효과 까지 포착할 수 있다고 주장하였다.

 이후 Just and Hueth(1979), Just, Hueth, and Schmitz(1982)는 이를 체계화하여 정교한 이론 으로 발전을 시켰다. Just, Hueth, and Schmitz (1982)는 수요함수나 공급함수를 이용하여 당해 시장만의 분석으로 다른 연관시장에의 파급효 과를 포착할 수 있다고 주장한다. 더 나아가서 파급효과를 반영한 총후생효과가 왜곡이 발생한 당해시장의 균형경로상의 잉여변화를 통해 파악될 수 있다고 주장하였다. 이때 균형경로상 의 잉여변화란 Hicks(1940-1941)가 제기한‘여 러 가격이 변할 때 소비자잉여에 무슨 변동이 있 는가’라는 물음에 대한 답이라고 할 수 있다. 이 러 한 문 제 에 대 한 실 증 적 연 구 들 로 는 Thurman and Easley(1991), Canning and Vroomen (1996), Lee(1996), park(2006) 등을 꼽을 수 있다. 이 연구들은 복수의 상품시장과 생산요소시장이 있는 경우 수직적 연관시장과 수평적 연관시장 의 파급효과를 다루고 있다. 본 연구에서는 어류 와 육류의 수평적 연관시장의 분석틀을 사용하 여 일반균형 수요함수를 도출하고 이를 이용하 여 연관시장의 파급효과를 파악하는 방법을 사 용하고자 한다. 이에 따라 본 연구는 어류시장만 으로 어획량규제의 소비량감축이 다른 연관시장 에 미치는 파급효과를 분석한다는 점에서 기존 연구들과 차별성을 가진다. 또한 어획량규제의 순수파급효과가 후생적으로 얼마나 큰지를 측정 한다는 점에서 기존연구와 차별성을 가진다.

 본 논문의 순서는 먼저 제2장에서 수산물시장 에 쿼터가 부과될 때 수요의 대체성을 가진 연관 시장에 어떠한 파급효과를 가지며, 이러한 파급 효과를 일반균형 수요함수를 통하여 어떻게 분 석할 수 있는지 설명하고자 한다. 제3장에서는 실증적인 분석문제로서 수산물시장의 일반균형 수요함수를 추정하는 방법과 그 추정결과를 설 명하고 그 결과로부터 연관시장의 파급효과가 어떻게 파악되는지 설명할 것이다. 제4장에서는 결론으로서 본 연구의 주요결과와 미래의 연구 방향을 제시하고자 한다.

1) Jang, C. B. and Jang, Y. S. (2011).

Ⅱ. 수요곡선의 일반균형 후생효과

1. 이론적 기초

 하나의 경제부문이 완전경쟁인 두 상품시장,즉 수산시장과 육류시장만으로 구성되어 있다고 가정한다. 또한 두 시장은 독립적으로 재화가 공급되지만 수요의 대체성을 가지고 있다고 가정한다. 이러한 가정 하에 수산시장에 쿼터가 부과된다면 대체재인 육류시장의 수요곡선을 위로 이동시켜 육류의 가격을 상승시키고 다시 수산시장의 수요곡선을 위로 이동시켜 수산물의 가격을 상승시키게 된다. 이러한 상황을 파악할 수 있는 기본모형으로 다음과 같은 선형 수요 및 공급곡선을 가정한다.

 위의 식 (1)에서 D₁과 D₂는 각각 수산물과 육류의 수요곡선을 나타내고 S₁과 S₂는 각각 수산물과 육류의 공급곡선을 나타낸다. 이제 수산시장에 쿼터가 부과되면 육류의 가격 p₂는 육류시장이 균형을 달성하도록 변화한다. 그 균형경로는 다음의 식 (2)로 요약·표현될 수 있다.

식 (1)의 둘째식과 넷째식을 이용하여 식 (2)를 표현하면 다음과 같다.

식 (3)은 수산물의 가격이 변화함에 따라 육류가격이 어떻게 변화하는가를 나타내는 균형경로를 의미한다. 이 육류가격의 균형경로 (3)을 수산물의 수요함수에 적용하면 수산물의 수요함수(D₁^*)는 수산물의 가격으로만 표시될 수 있다. 즉,

식 (4)의 수요곡선은 원래의 균형점에서 다른 연관시장의 파급효과까지 포함하는 새로운 수요반응을 보여준다. 이 수요곡선을‘일반균형 수요곡선’이라고 부르며 본 연구의 기본모형이 된다. 수산시장의 일반균형 수요곡선이 의미하는 바를 Fig. 1을 통해 살펴보자. 수산물쿼터에 의해 Q₁⁰에서 Q₁ ¹ 으로 변화하면 수산물의 수요가격이 상승하고 대체관계에 있는 육류의 수요곡선이 상향이동하게 된다. 이로 인한 육류의 가격상 수요가격 Q₂ ¹, 그리고 수산물의 공급가격 P₁ s₁를 새로운 균형으로 만든다. 이때 원래의 균형점 a 와 새로운 균형점 b를 잇는 곡선이‘일반균형 수 요곡선’이다.

2. 일반균형 수요곡선의 후생효과

 일반균형 수요곡선(D₁^*)상에서의 후생변화가 어떤 후생적 의미를 가지는지 보자. 이를 위해 먼저 수산물시장에 부과된 쿼터의 후생효과를 일반균형 분석틀에서 그 후생효과를 살펴본다. 소비자는 쿼터의 부과로 수산물과 육류의 가격 상승을 경험하는 한편 육류의 공급가격 상승을 경험하게 된다. 그런데 일반균형 분석틀에서 볼 때 후생효과는 양쪽시장의 수요곡선이 이동하 는 관계로 복잡한 형태로 나타난다. 그러나 대표 적 소비자의 지출함수를 이용하여 그 후생효과 를 살펴볼 수 있다. 소비자가 주어진 가격 하에서 일정한 수준의 효용 u0을 달성하기 위한 최소의 비용함수, 즉 지 출함수를 E〓E(p₁, p₂)로 정의하면, Hicks의 보상 변화(CV, Compensating Variation)를 이용하여 모 든 시장의 소비자후생변화를 파악할 수 있다. 수 산물가격과 육류가격이 순차적으로 변하는 과 정을 따라, 즉 (p₁⁰ , p₂⁰)에서 (p₁¹ , p₂¹)로 변하는 일반 균형경로[p₂(p₁)]를 따라 수요곡선을 적분하는 문제로 바꿈으로써 총 소비자후생변화(CV)를 유도할 수 있다. 일반균형경로상에서는 p₂⁰〓 p₂(p₁⁰)과 p₂¹〓p₂(p₁¹)이므로 

따라서 총 소비자후생변화를 아래와 같이 표현할 수 있다.

대수정리(fundamental theorem of calculus)와 미분의 체인룰(chain rule)을 이용하여 전개하면

식 (7)에 비용함수의 세퍼드정리(Shephard Lemma)를 적용하면,

식 (8)의 우측 두 번째 항에서 정적분의 범위가 p₁의 가격변화로 나타나있는 반면에 적분변수[dp₂]는 p₂이다. 따라서 후생적 의미를 가지도록 정적분의 범위를 p₁에서 p₂로 바꾸는‘적분의 변수변환정리’를 적용해야 한다, 그 적용 결과는 다음과 같다.

식 (9)에서 p₁(p₂)는 p₂₍p_1)의 역함수를 나타내는데, p₁(p₂)를 어떤 가격 p₂에 대해서도 시장 2를 균형시키는 p₁으로 정의한다면 시장 2의 일반균형조건 D₂[p₁(p₂), p₂]〓S₂(p₂)를 의미한다. 그러므로 식 (12)의 우측 두 번째 항은 다음과 같다.

식 (10)을 식 (9)에 대입하면 최종적으로 다음과 같은 관계를 얻는다

이식에서 우측 첫째항은 일반균형 수요곡선의 아래면적(소비자잉여), 둘째항은 육류시장의 공급곡선의 아래면적(생산자잉여)을 의미한다. 즉,

따라서 수산물시장의 일반균형 수요곡선(D₁^*)상에서의 소비자후생변화는 총 소비자후생변화(수산물시장과 육류시장의 소비자잉여변화 (ΔCS₁ + ΔCS₂)의 합)에서 육류시장의 생산자잉여변화(ΔPS₂)를 뺀 것과 같다. 즉,

따라서 수산물시장의 일반균형 수요곡선(D₁^*)을 이용하여 다른 시장에 파급된 후생변화, 즉 파급효과까지 포착할 수 있다. Fig. 1을 통하여 그 의미를 살펴보면, CS₁(p₂⁰ )는 p₂를 p₂⁰에 고정시켰을 때 수산물시장의 소비자 후생변화인 －(E + F), ΔCS₂(p₁¹ )는 p₁을 p₁¹ 에 고정시켰을 때 육류의 소비자후생변화인 －(C + D +G), 육류시장의 생산자후생변화 ΔPS₂는 + (C +D)이므로 이들 후생효과의 합은 －(E + F + G)의 면적을 나타낸다. 따라서 수산물시장의 부분균형 소비자후생변화와 일반균형 소비자후생변화의 차이가 바로 육류시장에 미치는 파급효과를 의미한다.

3. 모형설정

 수산물시장과 육류시장의 두 상품시장의 경제부문에서 수요가 상호가격변화에 의존한다고 가정한다. 이때 다음과 같은 수산물시장과 육류시장의 수요 및 공급곡선을 설정할 수 있다.

여기서 y는 소득, Q_i^S는 시장 i의 공급량, Q_i^d는 시장 i의 수요량을 의미한다. 모든 파라미터들은 정( + )의 부호를 가지며 Z_i는 시장 i의 공급이동변수(supply shifter)들을 나타낸다. 만약 수산물시장에서 쿼터조정이 부과되면 p₁이 변화하며, 이때 수산물시장의 일반균형 수요곡선의 기울기는 다음과 같다.

여기서 dp₂/dp₁은 수산물의 가격변화에 의한 육류시장의 균형경로상의 가격변화를 의미한다. 이러한 변화는 육류시장의 균형조건 Q₂^d〓Q₂^s에의해 구체적으로 표현될 수 있다.

이식은 p₂가 p₁을 따라 일반균형 반응효과를 보이고, 나머지 반응효과는 수요이동변수인 소득과 연료가격이나 에너지가격과 같은 공급이동변수들에 의해 설명된다는 의미이다. 식 (16)의 p₂에 관한 표현을 식 (14)의 Q₁^d식에 대입하면 수산물시장의 일반균형 수요곡선을 도출할 수 있다.

이것이 바로 본 연구에서 추정할 수산물시장 의 일반균형 수요곡선이다.

Ⅲ. 실증분석

1. 자료설명

 실증 분석에서는 일상생활에서 즐겨먹는 수 산물로서 어류를 중심으로 쇠고기, 돼지고기, 닭 고기를 연관시장으로 가정하여 수산물시장의 수요모형을 추정하고 그 파급효과를 분석한다. 지금까지 기존문헌에서는 수산물가격을 통계기 관에서 발표하는 가격지수를 사용하였지만 본 연구에서는 어류의 가격자료를「수산물계통판 매고통계연보」(수협중앙회)의 위판량 및 위판 금액을 이용하여 가격을 구하고 소비자물가지 수로 나누어 어류시장의 실질가격자료를 구성 하였다. 그리고 어류의 1인당 소비량은「식품수 급표」(농촌경제연구원)상의 1인당 소비량을 직 접 이용하였다. 본 연구에서 사용된 자료의 표본기간은 1970 년부터 2013년까지이며, Table 1은 어류의 연간 1인당 평균소비량과 평균가격, 1인당 국민소득 에 대한 기초통계량을 보여주고 있다. 쇠고기, 돼지고기, 닭고기의 육류가격은 식품수급표의 자료를 이용하였으며, 연료가격과 에너지가격 은 통계청의 자료를 이용하였고, 환율과 이자율 은 한국은행의 자료를 이용하였다.

Table 1. Descriptive Statistics of Data

2. 단위근검정과 시장통합성검정

 어획량의 규제가 있을 경우 어류시장만으로 다른 시장에 파급되는 효과를 분석하기 위해 어 류의 수요함수를 추정한다. 그런데 분석에 사용 되는 모든 변수들에 단위근이 존재하는 경우 단 위근을 제거하여야 정상적인 것으로 추정된다. 따라서 모든 변수에 대한 ADF 단위근 검정을 실 시하였으며, 이때 검정식에 포함되는 시차변수 의 길이는 AIC 기준에 의해 최소값을 갖는 시차 를 적정시차로 하였다. 단위근의 검정은 기본적 으로 다음의 식을 통해 이루어진다.

이 식에서 귀무가설은 γ〓0 즉, 단위근이 존재 한다는 가설을 검정하는 것이다. 상수항과 추세 선을 포함한 단위근 검정 결과 Table 2에서 보는 것과 같이 단위근이 존재한다는 귀무가설을 모 두 기각하고 있다. 분석대상 자료에 단위근이 존 재하지 않는 것으로 나타나므로 차분형태로 변 형하지 않고 수준변수에 의해 정상적으로 추정 이 가능하다.

 한편 어류시장의 수요함수 추정에 대체재로서 쇠고기, 돼지고기, 닭고기의 육류자료들이 사용 되므로 어류와 육류시장의 통합성검정을 실시할 필요가 있다. Kim(2013)에 의하면 시장통합성검 정을 하는 하나의 방법으로 가격의 상호의존성 이나 가격들의 장기적 균형관계를 보여주는 공 적분검정을 통해 상품들의 동일시장 여부를 평 가할 수 있다. 두 시장의 가격들의 장기균형관계 가 성립하는지 살펴보는 공적분검정은 다음 두 단계로 나누어진다. 첫 단계로 원래의 모형에 대 한 다음 형태의 회귀방정식을 추정한다.

 여기서 y는 어류시장가격, x는 쇠고기시장가격을 나타낸다. 다음 단계는 위 식의 잔차를 추출하고 이에 대하여 단위근 검정을 실시하는 것이다. 즉,

 위에서 m은 et가 백색잡음이 되도록 AIC값에 의해 선택되는 시차길이를 나타낸다. 이에 따라 어류와 쇠고기, 어류와 돼지고기, 어류와 닭고기 의 공적분 검정결과, Table 3과 같이 유의수준 1%에서 귀무가설을 기각하여 공적분관계가 있 음을 보여주고 있다. 이것은 분석대상의 어류와 육류들이 하나의 동일시장을 형성하고 있다는 의미이다.

Table 2. Unit root test

Note: * p<.05, ** p<.01, *** p<.001 significance level.

Table 3. Market integration test

Note: * p<.05, ** p<.01, *** p<.001 significance level.

3. 추정방법

 일반균형 수요곡선에서 순수한 일반균형효과 만을 포착하기 위해서는 p₁과 p₂의 상관효과 (correlation)를 제거해야 한다. 또한 p₁과 e₁^*가 수 요－공급의 동시성(simultaneity)문제로 인한 상 관효과(correlation)도 제거해야 한다. 이러한 문 제를 제거하기 위해서 매개변수(instrumental variables)를 사용하거나 이단계 최소자승법 (two-stage least square estimator)이 사용된다. 그 결과 순수한 일반균형효과를 제외한 다른 효과 에 의한 편향성(bias)을 제거할 수 있다. 본 연구에서는 부분균형과 일반균형 수요곡 선을 추정함에 있어서 기본적으로 자연대수선 형모형을 채택하였다. 이 모형은 설명변수의 계 수가 탄력성의 개념을 가진다는 점에서 많이 이 용되고 있다. 실제 추정에 사용될 부분균형 수요 곡선의 계량경제학적 모형은 다음과 같다.

단, Q1은 로그(log) 수산물소비량, p₁은 로그 수산물가격, p₂는 로그 쇠고기가격, p₃는 로그 돼지고기가격, p₄는 로그 닭고기가격, y는 로그 실질 국민소득을 나타낸다. 수산물 수요추정시 대체재들의 가격을 내생변수로 보고 이들에 대해 매개변수를 사용한다. 이때 사용되는 매개변수는 석유 등의 연료가격, 전기와 수도 등의 에너지가격, 환율과 이자율이며, 시간적 추세를 포함시켜 공급변화를 파악하고자 하였다.

 한편 수산물시장의 일반균형 수요곡선은 부 분균형 수요곡선과 유사하지만 대체재의 가격 들이 포함되지 않는다. 그 이유는 수산물시장의 일반균형 수요곡선이 수산물가격의 파라미터적 변화에 반응해서 육류가격들(p2, p3, p4)이 내생 적으로 변하도록 허용하기 때문이다. 특히 수요 의 상관성이 아닌 수요와 공급의 상관성에 기인 하는 일반균형효과를 구분해내야 한다. 이를 위 해서 공급측 요인으로서 생산요소들의 가격들 을 일반균형 수요곡선에 포함시킨다. 이들은 사 전결정되는 요소가격들로서 석유 등의 연료가 격, 전력, 수도 등의 에너지가격, 환율, 이자율 등 이다. 종합적인 고려를 한 실증적 일반균형 수요 곡선은 다음과 같다.

 위에서 z₁과 z₂, z₃, z₄는 각각 로그를 취한 연료 가격과 에너지가격, 환율, 이자율을 나타낸다. 이 식의 추정에 사용되는 매개변수들은 추정식 의 사전결정변수들과 그 시차변수, 시간적 추세 변수들이다. 한 가지 주의할 것은 시장의 수요곡선을 추정 할 때 자주 일어나는 현상으로서 가격이 소비량 에 영향을 줄 수도 있고, 소비량이 가격에 영향 을 줄 수도 있다. 따라서 본 연구는 우선 가격과 소비량의 인과성검정을 통해 수요함수를 추정 할지, 역수요함수를 추정할지를 결정한다. 만약 자료의 성질상 역수요가 타당하다면 가격과 소 비량만 바꾼 식으로 추정하고 그 결과를 해석할 수 있다. 역수요함수식에서는 수요의 가격탄력 성이 가격의 수요탄력성으로 바뀌고 단순히 역 수관계가 된다. 그 이유는 수산물시장의 수요식 이 시스템이 아니라 단 하나의 수요식이기 때문 이다.

4. Granger의 인과성 검정

Granger(1988)는 수산물가격의 시차과정이 수산물소비량의 현재 값을 설명하는 데 유의한 효과가 있으면 수산물가격이 수산물소비량의 원인이 되는 것으로 해석한다. 시계열 변수들이 안정적이라는 가정 하에서 Granger의 인과성 검정은 다음과 같은 벡터자기회귀(VAR)모형을 통해 이루어진다.

 이 식에서 X_t와 Y_t는 각각 t시점의 X와 Y의 변 수, a_x와 a_y는 상수항, e_x,t와 e_y,t는 자기상관이 없 는 오차항, b_x,i와 g_x,i는 각각 현재의 X를 설명할 수 있는 과거의 X와 Y변수가 가지는 설명력을 나타내는 모수들이다. 마찬가지로 b_y,i와 g_y,i는 각 각 Y를 설명할 수 있는 과거의 Y와 X변수의 설 명력을 나타내는 모수이다. 이렇게 설정된 모형에서 X에 대한 귀무가설 은 H₀ : 〓0으로 시차변수 Y가 회귀식에 포 함되지 않는다는 것이며, 다른 귀무가설 즉, Y에 대한 귀무가설은 H₀ : 〓0으로 시차변수 X 가 회귀식에 포함되지 않는다는 것이다. 다시 말 해서 X의 정보가 Y의 예측에 유용하지 못하다 는 것이 귀무가설이다. 이때 X에 대한 귀무가설 을 기각하면‘X는 Y에 대해 인과관계의 영향을 미친다. 즉, X는 Y에 그랜저 인과한다(Granger cause)는 인과적 관계를 수용하게 된다. 이러한 인과성 검정은 F값을 통해서 검정하는데 계산된 F값이 임의의 유의수준에서 임계치보다 클 경우 가설을 기각해서 인과관계를 가진다고 본다.

 수산물가격과 소비량의 인과성 검정에서 먼저 수산물가격이 소비량에 영향을 미치는 원인이 된다는 그랜저 인과관계의 가설을 검정한다. 이 를 위해 수산물의 VAR식(자기상관회귀벡터)에 수산물가격의 시차변수들을 포함시켜 추정하고 그 계수들의 합이 0인지의 여부를 판정하는 것이 다. 다음 Table 4는 이를 추정한 결과이다.

 Table 4에서 추정한 결과를 보면 수산물소비 량의 방정식에서 전기가격과 전전기가격의 계 수가 통계적으로 유의하지 못하므로 가격이 수 산물소비량에 영향을 미치는 그랜저 인과관계 가 없다는 것을 의미한다. F－검정을 보면 인과 가 없다는 가설을 기각하지 못한다.

 한편 수산물가격과 소비량의 인과성 검정에 서 수산물소비량이 가격에 영향을 미치는 원인 이 된다는 그랜저 인과관계의 가설을 검정한다. 이러한 현상은 자료의 성질로 인해 시장에서 종 종 발생하기도 한다. 이를 위해 수산물가격의 VAR식에 소비량의 시차변수들을 포함시켜 추 정하고 그 계수들의 합이 0인지의 여부를 판정하 는 것이다. 다음 Table 5는 이를 추정한 결과이다.

 Table 5와 같이 추정한 결과를 보면 수산물가 격의 방정식에서 전기소비량과 전전기소비량의 계수가 통계적으로 유의하기 때문에 어류소비 량이 가격에 영향을 미치지 못한다는 가설을 기 각한다. F－검정을 보면 인과가 없다는 가설을 5% 유의수준에서 기각하고 있다. 따라서 종합 적으로 볼 때 소비량이 가격에 영향을 미치는 인 과관계가 있다고 볼 수 있다.

Table 4. Causality Test for the effect of price on consumption

Note: * p<.05, ** p<.01, *** p<.001 significance level.

Table 5. Causality Test for the effect of consumption on price

Note: * p<.05, ** p<.01, *** p<.001 significance level.

5. 분석모형의 추정결과

 앞에서 논의한 수산물의 부분균형 수요식과 일반균형 수요식을 추정한 결과가 Table 6에 요 약되어 있다²⁾. 먼저 부분균형 수요곡선의 추정 결과인 둘째 열을 보면 수산물의 가격탄력성이 －0.446으로 추정되어 수산물가격이 소비량에 비탄력적이다. 반대로 수산물소비량은 가격에 매우 탄력적임을 알 수 있다. 또한 탄력성이 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였다. 쇠고기가격에 대한 교차탄력성은 －0.245인 것으로 추정되었으며, 5% 유의수준에 유의하였 다. 돼지고기가격에 대한 교차탄력성은 －0.575 인 것으로 추정되었으며, 1% 유의수준에서 통계적으로 유의하였다. 한편 닭고기가격에 대한 교차탄력성은 0.289로서 1% 유의수준에서 통계 적으로 유의하였다.

 Table 6의 부분균형수요식의 소득이 수산물가 격에 영향을 주는 소득탄력성을 보면 약 －0.224 정도로 추정되어 수산물가격이 소득에 대해서 상당히 비탄력적임을 보여주고 있다. 부호가 음 (－)으로 나타난 것은 소득이 증가하면 수산물 소비량이 증가한다고 볼 때 수산물가격은 하락 할 것으로 예상되기 때문이다.

 이제 일반균형 수요곡선의 추정결과를 살펴 보기로 한다. Table 6의 일반균형수요식을 보면 수산물가격의 수요탄력성이 －0.639로 추정되 어 비탄력적이지만 부분균형수요에서보다 더 큰 값을 보여주고 있다. 반대로 수산물소비량이 가격에 탄력적이지만 부분균형수요에 비해 작 은 값이라고 할 수 있다. 이 탄력성은 1% 유의수 준에서 통계적 유의성이 있었다.

한편 공급이동변수인 석유 등의 연료가격의 부호는 예상대로 음(－)의 부호를 나타났는데, 이는 연료가격 상승이 생산비증가를 통하여 수 산물가격의 상승과 공급의 감소로 나타나기 때 문이다. 그런데 전기, 수도 등의 에너지가격은 예상과 달리 양( + )의 부호를 나타냈는데, 이는 에너지가격의 상승이 수산물공급의 감소와 함 께 수요의 감소가 함께 나타나 수산물가격이 하 락한 결과로 예상된다. 환율과 이자율은 통계적 으로 유의하지 않았다.

Table 6. Empirical results of demand estimation

Note: the number in ( ) implies p-value; * p<.05, ** p<.01, *** p<.001 significance level.

2) 수요곡선이 불안전성(구조변동)을 가지고 있는지 보기 위해서 초우검정(Chow breakpoint test)을 통하여 여러시점을 나누어 보았으나 안정적인 구조라는 귀무가설을 기각하지 못하였다.

6. 일반균형 후생효과와 파급효과분석

 앞에서 추정한 일반균형 수요곡선의 후생효 과를 간단한 시뮬레이션을 통해 실증적으로 살 펴보고자 한다. 본 연구의 구체적인 경우로서 쿼 터가 변화할 때 부분균형과 일반균형 후생효과 가 얼마나 다른지 보기로 한다. 2013년 동안의 1 인당 어류소비량(22.01kg)을 1% 감축할 때 그 파 급효과가 얼마나 큰지 시뮬레이션분석을 하고자 한다³⁾.

(1) 부분균형 소비자 후생효과

 먼저 부분균형수요에서는 1인당 소비량의 변 화가 가져오는 가격변화를 다음과 같이 도출한 다. 즉, 

부분균형 수요곡선에 의한 소비자후생효과를 구해보면 다음과 같다.

따라서 이 금액에 2013년도의 인구수50,219,669명을 곱하면 부분균형 수요곡선상에서 소비지후생효과는 총 1.56×10¹⁰(156억원)이 된다.

일반균형 수요곡선상에서 소비량변화에 대한 소비자후생효과는 다음과 같다.

따라서 이금액에 2013년도의 인구수50,219,669명을 곱하면 일반균형 수요곡선상에서 소비자후생효과는 총 2.23×10¹⁰(223억원)이된다.

(3) 어획량규제의 파급효과

 앞에서 살펴본 것처럼 수산물시장의 일반균형 수요곡선상의 소비자후생변화는 쇠고기, 돼지고기, 닭고기시장의 소비자잉여와 생산자잉여, 수산물시장의 소비자잉여 변동을 모두 포착한다. 따라서 일반균형수요의 후생효과와 부분균형수요의 후생효과의 차이는 바로 다음을 의미한다.

단, 하첨자 2는 쇠고기시장,하첨자 3은 돼지고기시장,하첨자 4는 닭고기시장
다시 말해서 수산물시장의 일반균형수요와 부분균형수요의 소비자후생변화의 차이는 바로 육류시장의 파급효과를 나타낸다. 즉,

한편 일반균형 수요곡선상의 후생효과에 의해 포착되는 파급효과가 얼마나 중요한지 보기위해서 그 차액을 비중면에서 보면 부분균형수요의 후생효과의 약 43.3%에 해당된다는 것을 알 수 있다. 따라서 거의 43.3%에 이르는 연관시장의 파급효과를 무시할 정도로 작다고 할 수 없다.

 Table 7은 이상의 결과를 요약하여 보여주고 있다. 결론적으로 수산물의 쿼터를 10% 감축하 면 부분균형수요에서는 소비자의 후생감소효과 가 1.56×10¹⁰(156억원)이지만 일반균형수요에 서는 후생감소효과가 총 2.23×10¹⁰(223억원)이 다. 따라서 파급효과는 6.73×10⁹(67억3천만원) 이 된다.

 만약 우리가 완전한 후생효과를 분석하려고 한다면 앞에서 도출한 일반균형 수요곡선의 일 반균형 후생효과에 수산물시장의 생산자잉여변 화를 파악하여 가감해야 완전한 총후생효과를 구할 수 있다. 따라서 여기서 도출한 일반균형 후생효과는 수산물시장의 생산비용에 대한 정 보가 없는 관계로 총후생크기의 최소값의 의미 를 가진다.

 미래의 후생분석에서는 본 연구에서 분석한 것과 같이 연관시장의 파급효과를 반영한 정확 한 후생분석이 가능할 것이다. 이것이 본 연구의 중요한 기여라고 할 수 있다. 한편 본 연구의 한 계점은 수산물시장에 수요충격이외에도 공급충 격 등과 같은 다른 충격이 복합적으로 발생할 경 우 일반균형 수요곡선은 다른 연관시장들의 파급효과를 모두 포착할 수는 없다. 향후 이러한 경우들에 대한 연구도 이루어질 것으로 예상된다.

Table 7. Spillover Effects of Imposing Quota on Fishery Mar

3) 시뮬레이션에 이용하는 자료는 보통 자료의 평균대신 최종연도나 최근 3개년 이동평균값의 자료를 이용하는 이유는 소비가 일정한 추세를 보이고 있기 때문이다(Yang et al. (2000)).

Ⅳ. 결 론

 본 연구는 어획량규제와 같은 수산물쿼터조 정에 의한 일반균형 후생효과를 파악하고자 하 였다. 기존 연구들의 수직적 연관시장모형을 수 평적 연관시장모형으로 확대하고, 조세와 같은 시장왜곡에서 쿼터조정과 같은 시장왜곡으로 확대·적용하였다. 이를 통하여 쿼터조정에 따 른 연관시장에의 파급효과가 얼마나 되는지 살 펴보고자 하였다. 본 연구의 이론적 결론을 요약 하면 쿼터조정에 의한 일반균형 수요곡선은 모 든 연관시장의 후생변화를 포착하기 때문에 부 분균형 수요곡선을 통한 후생효과와의 차이를 통해 파급효과를 분석할 수 있다. 이것의 장점은 적어도 연관시장의 가격과 수량의 변화를 모두 추적하지 않고 충격이 있는 당해시장만의 분석 으로 파급효과를 추정할 수 있다는 점이다.

 또한 쿼터조정을 통한 수산물시장에의 충격 과 그 파급효과를 파악하기 위하여 부분균형 수요함수와 일반균형 수요함수를 계량경제학적으 로 추정하고 그 후생효과를 비교분석하여 파급 효과를 도출하였다. 수산물시장에 대한 일반균형 수요곡선을 통해서 연관시장에의 파급효과 의 중요성을 살펴볼 때 비중면에서 부분균형 수 요곡선상의 후생효과의 약 43.3%에 해당된다. 따라서 후생분석에서 거의 43.3%에 이르는 파급효과를 무시할 정도라고 보기 어렵다. 물론 본 연구의 예가 정밀한 후생분석을 한 것은 아니지만 실증적 예로서 쿼터조정의 파급효과의 중요 성을 보여준다. 미래의 후생분석에서는 파급효 과를 반영한 정확한 후생분석이 이루어질 것으 로 예상된다. 이에 따라 어획량규제의 파급효과 분석의 정책적 시사점은 어류시장을 부분균형 으로 분석하면 후생분석의 결과를 신뢰하기 어렵다는 점이다.

 본 연구의 확장가능성과 한계점에 대하여 살 펴보면 연관시장이 세 개인 경우를 분석하였지 만 다른 연관시장이 다수이더라도 여전히 그 결 과가 유효하다. 다만 이때 일반균형 수요곡선의 일반균형후생효과는 당해시장의 소비자후생변 화에 모든 연관시장의 소비자후생변화와 생산 자잉여변화를 합한 것과 같다. 또한 본 연구를 확장할 수 있는 경우는 다른 연관시장들에도 시 장왜곡이 존재하는 경우들이다. 한편 본 연구의 한계점은 수산물시장의 쿼터조정에 의한 충격 이외에도 공급충격 등이 있는 복합적인 경우 일 반균형 수요곡선은 다른 상품시장들의 연관효 과를 모두 포착할 수 없다는 점이다. 이에 대한 연구는 미래의 연구로 남겨둔다.