제 4절의 요소시장에서의 변화를 살펴보면, 최저임금 인상에 대한 대
(단위: 10억 원)
비료 ∆
(-11.715, -0.183)-5.971(단위: 10억 원, %)
구분 농가
잉여변동분
농가 잉여변동분 하한
농가 잉여변동분 상한
통계치 금액 금액 비율 금액 비율 금액 비율
농업소득 9988.0 -124.18 1.24 -55.007 0.55 -194.461 1.95 농가경제
잉여 5858.3 -124.18 2.12 -55.007 0.94 -194.461 3.32 노무비 1284.3 -124.18 9.67 -55.007 4.28 -194.461 15.14
<표 4-10> 농가 잉여변동분 비교
최저임금 인상으로 인한 농가의 잉여감소분의 규모는 농가경제잉여 대비 약 최대 3.32%에서 최소 2.12%에 해당하는 규모이다. 농가경제잉여분은 농가의 흑자액을 의미한다고 할 수 있으므로, 본 연구의 추정한 농가의 잉여감소분은 적지 않은 것으로 사료된다. 노무비와 비교해 볼 경우에도 농가잉여변동분의 규모는 노무비의 최대 15.14%에서 최소 9.67%를 차지 하는 것으로 나타났으며, 이에 따라 최저임금이 인상되면 직·간접적으로 농가 경영은 악화될 것을 알 수 있다. 따라서 최저임금 인상으로 인한 농가잉여감소분이 상당한 규모라는 것을 짐작할 수 있으며, 농가에 대한 후속대책은 타 생산요소에 비해 우선적으로 진행되어야 할 것으로 사료 된다.
다시 <표 4-9>로 돌아가 고용노동 시장에 대해 살펴보면, 잉여변동 분은 2018년에는 –293억 원 가량에서, 2020년에는 611억 원까지 감소하 는 것으로 나타났으며, 신뢰구간을 고려할 경우 고용노동 공급자의 잉여 감소분은 206억 원에서 786억 원까지 감소하는 것으로 나타났다. 고용시 장의 잉여변동분은 농가를 제외한 다른 요소시장에 비해 비교적 크다.
이는 고용시장이 최저임금에 대한 충격을 직접적으로 받는 시장으로, 최 저임금이 인상되면 시장 왜곡이 다른 시장보다 크게 발생하기 때문에,
사중손실(dead weight loss)이 상대적으로 크게 발생하기 때문인 것으로 보인다.
이 밖의 자본시장과 농약시장, 그리고 기타 중간투입재 시장은 신뢰 구간을 고려할 경우 잉여변동분의 부호를 확정할 수 없는 것으로 나타났 다. 이는 일반적인 균형대체모형을 통해서는 알 수 없는 정보로, 확률적 균형대체모형을 적용의 적절성을 보여준다고 할 수 있다. 이렇게 잉여변 동분의 부호가 신뢰구간 각 끝점에서 상이하게 추정되는 것에는 기본적 으로 기준점에서의 잉여변동분이 작다는 것과 투입한 파라미터에 설정한 분포의 폭이 넓다는 것이 동시에 영향을 끼친 결과이다. 본 연구에서는 선행연구를 통해 일부 파라미터의 기준 값과 범위를 가정하였으며, 이러 한 가정이 완화될 경우 잉여변동분의 결과치의 폭도 감소하여, 이 시장 들의 잉여변화를 보다 명확히 추정할 수 있을 것으로 기대한다. 따라서 요소시장의 공급탄력성 등에 대해서는 추가적인 연구의 필요성이 있다.
종합해보면, 앞서 제 4절에서 밝힌 바와 같이 농업부문에 최저임금 인상이라는 충격이 가해지면 농산물(최종재) 시장에는 많은 영향을 미치 지 않고, 생산요소 시장에서 크게 반응한다. 그리고 제 5절에서 밝힌바와 같이 그에 따라 요소시장 각 생산주체의 잉여에는 많은 변화가 발생하게 되고, 그 규모를 고려하였을 때, 농업부문에 대한 후속대책이 필요할 것 으로 사료된다. 특히, 여러 생산주체 중 농가의 잉여감소분이 상대적으로 큰 것으로 나타남에 따라, 농업생산부문에 대한 후속대책 수립시 농가에 대한 후속대책이 우선시 되어야 할 것이다.