체험경험 및 사업지 거주유무가 지불의사액에 미치는 영향 : 청소년 진로직업 체험수련원 사례를 중심으로

1. 선형확률효용모형³⁾

양분선택형 조건부가치추정은 McFadden(1974)이 발전시킨 확률효용모형(RUM; Random Utility Model)에 기반한 로짓(logit) 혹은 프로빗(probit) 등의 계량모형으로 주로 분석한다. 양분선택형 질문방식은 Bishop and Heberlein(1979)에서 조건부가치추정에 처음으로 응용되었고, Hanemann(1984)은 간접효용함수를 이용하여 후생변화를 를 제시하였다.

확률효용모형에서는 공공투자사업이 시행되는 상황($$ Z_1$$)과 시행되지 않는 상황($$ Z_0$$)의 가상적 상황에서 응답자 $$ i$$의 간접효용함수$$ \left[v_i\left(m_i,S_i,Z_1,{\eta }_{i,1}\right),v_i\left(m,S_i,Z_0,{\eta }_{i,0}\right)\right]$$의 차이를 추정하는 것을 의미한다. 소득($$ m_i$$)은 응답자의 $$ i$$의 소득, $$ S_i$$는 응답자의 인구통계학적 특성 혹은 선택대안과 관련된 속성을 나타내고 $$ {\eta }_{i,j}$$는 각 상황에서 관찰되지 않는 특성으로 오차항을 의미한다. 공공투자사업이 시행되었을 때 응답자 $$ i$$는 자신의 효용증대를 고려하여 시행 전의 간접효용보다 향상된 만큼 지불의사가 있을 것이다. 이는 다음 식(1)과 같다.

Hanemann(1984)은 각 상황에 대한 응답자들의 효용이 결정적인 부분과 확률적인 부분으로 구분되고 관례를 따라서 결정적인 부분을 선형함수로 개략하여 식(1)을 식(2)와 같은 효용차등식(Utility difference function)으로 제시하였다.

물론 시행 및 미시행 상황에 대한 효용차이가 연속적으로 관찰되지 않는 특성이 있기 때문에 시행에 따른 지불의사가 이상인지 여부만을 식 (3)과 같은 형태로 확인할 수 있다.

또한 식(3)의 $$ V_i=1$$ 확률을 식(4)의 표준정규누적확률분포 형태로 나타낼 수 있으며 이러한 효용차이를 프로빗모형으로 추정할 수 있다(엄영숙·홍종호 2009).⁴⁾

한편, Cameron(1988)과 Cameron and James(1987)은 효용함수를 보상잉여의 개념으로 고려하여 (5)와 같은 두 상황에서의 지출차이함수로 정의하였다.

이와 같은 상황에서 각 상황에 대한 지불의사($$ {WTP}_i$$)와 제시금액($$ A_i$$) 차이에 따른 지불의사 여부를 결정하게 되므로 식(6)으로 나타낼 수 있다.

결론적으로 식(4)의 확률효용모형과 유사한 식(6)의 확률지출모형은 쌍대적인 접근이라고 할 수 있다(Freeman, 1993).

2. 편익의 추정

Hanemann(1984, 1989)은 McFadden(1974)의 확률효용모형을 이용하여 가상재화의 경제적 가치을 <그림 1>와 같은 누적확률분포함수로 표현할 경우 양의 영역(A)에서 음의 영역 면적(B)을 차감이라고 정의할 수 있으며, 이는 식(7)과 같다.

<그림 1>

지불의사액의 측정자료: Haab and McConnell(2002: 91)

식(7)의 첫 번째 항은 <그림 1>의 A면적($$ {\int }_0^{\infty }\left[1-Fwtp\left(X\right)\right]dX=\frac{\mathit{ln}\left(1+e^{\alpha }\right)}{\beta }$$)을 의미한다. 두 번째 항은 B면적($$ {\int }_{-\mathrm{\infty }}^0\left[Fwtp\left(X\right)\right]dX=\frac{\mathrm{l}\mathrm{n}\left(1+e^{\alpha }\right)-\alpha }{\beta }$$)에 해당된다.⁵⁾

이와 같은 표준누적정규분포 및 누적로지스틱함수의 면적을 계산하는 방식은 결과적으로 평균값과 중앙값이 동일하게 된다.

또한, 식(7)의 WTP는 제시금액만 설명변수로 설정한 경우에 해당되며, 식(2)의 다른 설명변수($$ S_i$$, 혹은 공변량)를 모형에 포함할 경우의 WTP 공식은 식(7)의 α를 $$ \alpha ={\alpha }^{*}+\gamma S$$로 변형하여 식(8)과 같이 나타낼 수 있다.⁶⁾

이러한 다른 설명변수를 포함할 경우의 WTP 공식의 유도는 유사한 재화에 경험여부와 공공재 공급지역 거주여부를 고려하여 WTP 차이를 제시하는데 활용된다. 한편, Cameron & Englin(1997)은 해당 재화 내지는 유사한 재화와 서비스를 경험하면 친숙함과 해당 공공재의 역할에 대해 더 잘 이해하고 있을 가능성이 높기 때문에 더 높은 신뢰도를 가진다는 것을 제시하였으며, 채수복(2018)에서는 2014~2016년까지 수행된 예비타당성조사 9건의 CVM 사업에 대해서 실증 분석한 결과 8건의 사업에서 유사 재화를 체험한 경우 통계적으로 유의한 더 높은 지불의사를 갖고 있다는 것을 밝혔다. 다음으로, Hanley et al.(2003)과 엄영숙(2010)은 거리소멸(distance decay) 현상을 제시하였다. 거리는 소비효용이론에 근거하여 설명할 수 있는데, 해당 공공재가 공급되는 지역에 인접한 지역에 거주한다면 재화를 사용할 가능성이 높기 때문에 지불의사가 높다는 것이다.

3. 선행연구 검토

본 연구는 직업체험 청소년 수련원 건립 및 운영의 가치측정과 관련하여 청소년 체험 시설 건립 사업과 청소년 체험활동 정책에 대한 지불의사액을 분석한 선행연구를 소개하고자 한다. KDI의 예비타당성조사에서 CVM은 총 77건(2016년 12월말 기준)이 수행되었으며, 청소년 체험시설 건립예비타당성조사 사업은 3건이다(<표1>). 예비타당성조사에서는 특정 지역에 공공재를 공급하더라도 국립시설로 운영함에 따라 지역별 가중치를 반영한 전국설문을 시행한다. 설문가중치는 <표2>에서 후술하겠지만, 2014년도 이후에 수행된 CVM 조사에서는 제주도를 제외한 각 지역별 가중치에 1,000을 곱하여 각 지역별 가구수를 산정하였으나, 을숙도 청소년 생태수련원은 2012년도 사업으로 사업대상지(on site)와 비사업지(off site) 비중은 4:6의 가중치로 배분하였다. 또한 청소년체험활동에 대한 정책연구는 전국 700가구를 대상으로 설문조사를 수행하였다. 로그우도함수의 구성단계와 오차항의 분포, 지불저항(protest bid)의 포함여부, 대상 재화의 차이에 의해서 WTP가 차이를 보일 수 있는데, 선행연구에서는 1,459원~3,186원의 분포를 가지는 것으로 나타났다.

<표 1>

청소년 수련원 및 체험 교육 관련 선행연구 요약: CVM 적용사례

이상의 선행연구(<표1>)들은 청소년 체험 수련원 및 교육관, 청소년 체험활동 정책과 관련하여 양분선택형 조건부가치추정법을 채택하여 지불의사액을 도출해왔다. 조건부가치추정법은 비시장재화에 대한 국민의 지불의사액을 계산하는 방법으로 공공투자사업 및 정책평가에 활용되어 왔다는 점에서 적절한 방법론으로 평가할 수 있다. 또한, 본 연구는 공공재화의 접근성 등이 지불의사액에 미치는 영향에 더 천착(穿鑿)하였다는 점에서 기여하는 바가 있다. 한편, Hausman(2012)은 CVM은 희망이 없고(hopeless), 공공정책사업에 대한 의견조사(opinion)로서의 역할만 해야 한다고 주장하는 등 방법론 자체에 대한 문제점을 지적한 바 있다. Hausman(2012)이 지적이 아니더라도 CVM의 방법론에 대한 논란은 그 이전부터 지속되었으며, Exxon Valdez호의 사고 이후에 더욱 심화된 바 있다. 이러한 논란과 관련해서 CVM 연구의 바이블이라고 할 수 있는 미국 해양대기 관리국(NOAA, National Oceanic and Atomospheric Administration)은 중요한 가이드라인을 제시하였으며, 본 연구에서는 이를 최대한 준수하고자 노력하였다.⁸⁾ Ⅲ장에서는 이와 관련된 설문 설계와 표본 조사결과를 제시하였다.

1. 설문지 작성

한국개발연구원 공공투자관리센터의 조건부 가치추정법을 적용한 예비타당성조사 수행 시, 대체로 <그림 2>에 제시된 절차를 준용하고 있다.

<그림 2>

CVM 연구단계와 단계별 수행내용자료: KDI·한국환경경제학회(2012: 18)

물론 설문지 작성 시 각 사업별 특성이 다양하기 때문에 기존 사례를 참고하지 않고 영점(제로베이스, Zero Base) 방식이 적절할 수 있으나, 사업마다 반영 기준이 다를 경우 상당한 비판에 직면할 수 있기 때문에 <그림 3>과 같은 표준적인 지불의사 방식을 도입한 것으로 추측된다.

<그림 3>

지불의사액 유도를 위한 양분선택형 표준질문(안)자료: 채수복(2018, pp 31)

한편, 지불의사액은 CV설문지 및 설명자료(보기카드, Visual Aid)에서 제공되는 가상시장정보에 영향을 받게 된다. 따라서 조건부 상품과 지불수단, 유도 방법을 응답자들이 이해하기 쉽게 설계하는 것이 중요하다. 조건부 상황 시나리오 작성 시 공공투자사업계획에 대해서 구체적인 설명과 아울러 이 사업의 수행으로 인해 응답자 개인들이 재화나 서비스 측면에서 어떠한 효과를 얻을 수 있는지? 기능적으로 어떻게 연계될 수 있는지에 대해서 상세하게 설명하는 것이 필요하다.

이는 국가사업에 대한 국가와 국민의 정보 비대칭문제로도 볼 수 있다. 즉, 국가사업은 관료뿐만 아니라 관련 분야 전문가의 협조를 통해서 해당 공공서비스를 제공할 수 있도록 기획해야 한다. 따라서 응답자에게 해당 사업의 목적 및 준공 후의 상황을 인지할 수 있도록 정확하고 객관적인 정보를 제공할 필요가 있다. 또한, 평가대상 공공투자사업이 제공하는 서비스에 대한 지불의사를 엄격하게 유도하기 위해 현재 지출하고 있는 소득세에서 추가적인 인상이 필요하다는 것을 주지시키고, 가구당 소득세의 지불수단을 고려하여 ‘세대주 및 배우자’를 설문 응답자로 하였다. 지불의사 유도방법은 Bishop & Heberlein(1979)이 설계한 양분선택형(Dichotomous Choice) 질문법을 사용하였으며 모수 추정을 기반으로 함에 따라 통계적 효율성 문제를 고려하여 이중경계 양분선택형으로 설계하였다. 또한, <그림 3>의 [문1-3]은 첫 번째 제시금액에 대한 ‘아니오’ 응답자([문Ⅰ의 ②])에게 첫 번째 제시금액의 1/2에 해당하는 금액의 지불의사를 추가로 묻고 이에 대해서도 ‘아니오’ 응답자가 나온 경우([문Ⅰ-2의 ②])에는 지불의사가 전혀 없는지 여부를 최종적으로 묻는 문항([문Ⅰ-3])을 통해 영의 지불의사를 확인한다. 마지막으로 [문1-3]의 ‘① 예, 지불의사가 전혀 없다’로 답할 경우 지불의사가 없는 이유에 대한 추가 질문([문1-4])를 통해서 지불저항자(protest bid)를 식별한다.¹⁰⁾

2. 표본 설계 및 추출

청소년 진로직업 체험수련원 건립사업에 타당성 분석을 위해 본 조사에서는 조사 대상의 기본적인 단위가 가구이므로, 표본 설계에 있어서도 지역별 가구 수 비중을 표집 기준으로 설정하고 지역 단위별로 층화 추출하였다.¹¹⁾ 통상 전국 단위의 가구 방문 면접조사에서는 인구센서스 자료를 근거로 하여, 광역 시·도의 가구 수에 따라 1단계 층화를 설정한다. 다음 단계로 해당 광역 시·도의 시·군 지역의 가구 수비율에 따라 표본수를 결정한다. 그런 다음 읍·면·동이나 번지를 조사 실사 지점으로 하여, 하나의 조사 지점에서 7~11개 정도의 조사가 이루어질 수 있도록 실사 지점들을 무작위로 추출한다. 다음의 <표 2>은 모집단 가구 수 비중과 이에 따라 각 지역별로 책정한 사전조사 및 본 조사의 표본 수를 나타낸 것이다.

<표 2>

조사표본설계

설문조사는 조사원이 조사대상 가구를 직접 방문하여 조사하는 대인면접(Face to Face Interview)방식으로 진행하였다. 조사원은 설문지와 피면접원의 이해를 돕기 위한 ‘설명 및 보기카드’를 이용해, 지시된 순서에 따라 직접 조사를 진행하는 것을 원칙으로 하였다. 조사가 연구의 목적에 부합하게 이루어지도록 하는 한편 조사원들의 개인성향이 반영되는 것을 최소화하여 일관성 있게 진행될 수 있도록, 조사에 참여하는 모든 조사원을 대상으로 면접원 교육을 실시하였다. 면접원 교육은 2016년 11월 7~8일에 서울, 부산, 대전, 대구, 광주 등 5개 도시에서 진행되었다. 이후 사전조사는 100가구를 대상으로 2016년 11월 8일~11월 15일까지 진행되었으며 본 조사는 1,000가구를 대상으로 11월 17일~12월 2일까지 진행하였다.

한편, 제시금액은 최종적으로 얻고자 하는 WTP의 평균값 또는 중앙값에 영향을 줄 수 있기 때문에, 제시금액 설정이 중요하다. KDI의 예비타당성조사에서는 사전조사(pre-test)에서 개방형 질문을 통해서 얻어진 WTP 금액분포를 검토하고, 그 결과를 본 조사의 제시금액으로 활용한다. <표 3>의 사전조사 결과, 전체 응답자 100명중 79명은 지불의사가 없는 것으로 나타났으며 21명으로부터 1,000원, 2,000원, 3,000원, 5,000원 10,000원 등 총 5개의 응답금액을 얻었다. 사전조사의 전체 표본 중 79%의 응답자는 지불의사가 없음으로 답변함에 따라 본 사업에 대한 지불의사 응답률이 낮은 것으로 보인다. 그러나 개방형 질문 자체의 질문방식 자체가 지불금액을 표현하는데 용이하지 않기 때문에 심각하게 낮은 응답결과라고는 평가할 수는 없다.¹²⁾

<표 3>

(개방형) 사전설문 응답결과

3. 인구통계학적 특성

전체 설문에 대한 여성과 남성 간 비율은 거의 동일하다.¹³⁾ 연령대별 응답 비중은 50대, 40대, 30대, 60대 이상, 20대 순으로 나타났다. 또한, 교육수준은 응답자의 46.4%가 대학재학 이상인 것으로 나타났으며, 직업별 응답자 비중은 미취업자를 제외하고 사무직 및 판매직 순으로 응답 비중이 높았다. 또한 가구당 소득은 세후 월평균 소득을 기준으로 400만원 대의 비중이 가장 높고 다음으로 300만원 대, 500만원과 200만원 대 순으로 나타났다.

<표 4>의 설문조사 표본의 인구통계학적 특징 중에서 특이한 사항은 응답자의 성별이 남성과 여성 비율이 거의 동일하다는 점이다. 가구주의 성별은 사회과학연구에서 중요한 설명변수로 활용되고 있는데, 예비타당성조사의 성별변수는 가구주 성별보다는 응답자의 성별이기 때문에 설문조사 시 사전에 강제설정된 것으로 판단된다. 즉, 본 설문조사는 각 지역별 층화추출법을 적용하여 무작위로 선정하더라도 응답자의 성별은 사전에 확인 가능한 요인이기 때문이다. 또한 다수의 예비타당성조사 보고서에서도 성별은 남녀간 비율이 5:5 수준으로 유지되고 있다.

<표 4>

본 조사 표본의 인구통계학적 특성

1. 본 설문조사 응답결과

<표 5>의 응답 분포에 따르면 전체 응답가구 1,000가구 중 506가구는 지불저항자로 식별되었으며 제시금액이 높아질수록 대체로 “예”응답 비율이 낮은 것으로 나타났다. 지불저항자는 <그림 3>에 제시된 [문Ⅰ-4]의 ‘① 이미 납부된 세금으로 충당되어야 한다.’, ‘④ 정부가 이미 이 분야에 돈을 충분히 쓰고 있다.’, ‘⑤ 판단할 만한 충분한 정보가 주어지지 않았다.’, ‘⑦ 추가적인 세금이 동 사업의 건립에 쓰이지 않을 것 같다.’ 등으로 응답한 경우를 지불저항자로 식별하였다(KDI, 2012). 본 설문의 지불저항자 식별결과는 2014~2016년까지 진행된 9건의 사업과 비교할 때 다소 과다하다.¹⁴⁾

<표 5>

직업체험 여부를 고려한 제시금액별 WTP 응답 분포

또한 평균지불의사 비율측면에서, 본 사업시설과 유사한 직업체험 시설을 경험한 응답 가구의 그룹[61.7%, 82/(82+51)]은 직업체험시설 경험이 없는 그룹[41.8%, (151/(151+210)]보다 평균지불의사가 더 높은 것으로 나타났다. 또한, 유사 직업 체험시설을 경험한 응답자는 본 사업시설에 대한 지불저항이 낮은 것으로 나타났다.

마지막으로 거주지에 대한 지불의사 응답분포 <표 6>에 따르면 사업시설에 인접할수록 더 높은 지불의사를 가지고 있는 것으로 나타났다. 즉, 대구거주, 대구경북, 영남권 거주로 확대한 경우 지불의사는 더 낮아질 것으로 예상 된다.¹⁵⁾

<표 6>

거주지를 고려한 제시금액별 WTP 응답 분포

2. 추정결과

1,000가구에 대한 본 설문조사 표본 중 지불저항자로 식별된 표본을 제외하고, 494가구에 대해서 지불의사액을 추정하였으며, PIMAC에서 2008~2013년까지 사용된 기본 모형을 적용하였으며 그 결과는 <표 7>에 제시하였다.¹⁶⁾

<표 7>

회귀분석 및 WTP 추정결과

회귀분석결과, 제시금액, 진로직업시설체험여부, 거주지 더미(대구, 대구경북, 영남권)등은 모든 회귀모형에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났으며 이론적인 예상과 부합하는 것으로 나타났다.

추정결과, 모형④는 절편항이 유의수준 10%에서도 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났으며 평균 WTP도 10% 가량 높은 수준으로 나타났지만, 모형①~③은 모수적 접근에 따른 陰(음, negative)의 WTP 및 통계적 효율성 문제는 발생하지 않았다. 또한, 가구당 평균 WTP은 2,730원~2,790원으로 설명변수의 구성 차이는 WTP에 큰 영향을 주지 않는 것으로 분석되었다. 이는 비사업지(Off site)의 비체험자가 표본에 상당히 반영되었기 때문이다. 따라서 유사한 공공투자사업을 수도권에서 추진된다면, <표 2>에 제시된 것처럼 수도권 설문 가구수 비중이 높아지기 때문에 더 높은 WTP가 나타날 가능성이 있음을 시사한다.

다음으로, <표 8>에서는 응답자의 재화 경험 여부 및 응답지역에 따른 WTP 차이를 제시하였다. 우선, 유사 재화 체험자는 비체험자보다 3,738원~4,286원만큼 더 높은 지불의사를 갖고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 <표 8>의 체험자(사업지, On)-비체험자(사업지, On) 및 체험자(비사업지, Off)-비체험자(비사업지, Off)의 WTP 차이로 도출한 결과이다.

<표 8>

직업체험시설 경험 여부 및 거주지역에 따른 WTP 차이(단위: 원/가구)

또한, 거주지 여부에 따른 WTP 차이는 3,808원~6,531원으로 상당한 차이가 있다. 이는 거주지에 대한 설정 차이가 상당하기 때문이다. 또한, <표 6>에 제시된 것처럼 대구·경북>대구>영남권 순으로 제시금액에 대한 “예” 응답 확률이 높았으며, 이는 사업지와 비사업지 응답자의 WTP 차이(<표8>의 ③>②>④)에서도 같은 양상을 보이는 것으로 나타났다.

3. 경제성 분석 결과

앞서 추정된 WTP 중 가장 낮은 결과인 모형②의 추정치를 설문조사 시점의 전국 가구 수를 곱하여 본 사업의 연간 총 편익을 산정하였다. 전국 가구 수는 통계청 통계데이터베이스(KOSIS)의 2016년 장래가구 추계치(2016년 12월 기준) 19,284,671 가구 수를 곱하였으며 분석 기준시점이 2013년 12월말 기준이므로 KOSIS에 제시된 소비자물가지수(2013년 12월: 107.92, 2016년 11월: 113.35)를 활용하여 2013년 12월말 기준으로 가구당 연간 WTP 추정치의 물가를 보정(0.969)하였다.¹⁷⁾

산정 결과, WTP(2013년말 가격)은 가구당 2,600원이며 연간 501.31억 원의 경제적 가치를 가지고 있는 것으로 분석되었다(<표 9>). 이러한 연간 편익이 5년간 발생하는 것으로 가정하고 사회적 할인율 5.5%를 적용하면, 경제적 편익의 현재가치는 1,923억 원이다.¹⁸⁾

<표 9>

연간 총편익

예비타당성조사 보고서에 제시된 사회적 비용(건설비용+운영비용)의 현재가치는 117,287백만 원으로¹⁹⁾, 재 추정된 편익의 사회적 가치를 반영하면, 편익/비용 비율(B/C ratio)은 1.60(예비타당성조사 보고서에 기술된 수치)에서 1.64(본 연구에서 재 산정된 수치)로 다소 상향된 결과가 나타날 것으로 추정된다.

<표 10>

편익의 현가 및 경제성 분석 결과(단위: 백만 원)