4. 규제이론 관점에서의 고찰
5.3. 자료와 변수
5.4.2. 소비자 구매의사에 미치는 ‘건강기능식품’ 표시의 효과
5.4.2.1. 분석모형
설문에서 제시된 4,000원을 기본 값으로, 이 이상 얼마나 더 추가 적인 금액을 지불할 의사가 있는지를 CVM(contingent valuation methods: 조건부가치평가법)을 사용하여 분석한다. CVM 분석에는 지불의사에 대한 질문방식의 문제나 시작점 편의(starting point bias)152), 무응답 편의(nonresposse bias)153), 표본선택 편의(sample selection bias)154), 전략적 편의(strategic bias)155) 등의 몇 가지 이
152) 이는 주로 ‘입찰게임 방식’이나 ‘개방형 질문’에서 생겨난다. 입찰게임 방식은 제시금액을 계속 높여서 질문하다 응답자가 부정적 대답을 하면 질문을 종료하 는 방식인데, 별도의 계량분석 없이 지불의사를 도출할 수 있어 편리하지만 설 문자에 의해 최초 제시된 금액의 영향이 큰 ‘시작점 편의’의 문제가 있다. ‘개방 형 질문’은 이를 피하기 위하여 응답자가 직접 지불의사금액을 쓰게 하는데, 이 는 다시 응답자별로 지불의사가 매우 큰 격차를 가지고 이로 인하여 분석결과 의 신뢰성이 저해되는 문제점을 낳는다.
153) 설문조사 시 낮은 응답률로 인하여 발생하는 편의로, 가령 무응답자가 특정 한 개인특성과 결부되어 있다면 응답결과에 기초하여 전 국민의 평균 지불의사 를 계산할 경우 이로 인한 오차가 발생하게 된다. 보통은 조사 설계 시 주의를 기울여 설문의 응답률을 높이는 방식으로 대처하나, 엄영숙 외(2012)는 WTP 관련 국내외 연구동향과 쟁점을 검토한 후 무응답률이 30% 이상일 시 이를 모 형에 반영할 필요가 있음을 역설한 바 있다.
154) WTP가 높은 사람이 응답비율 역시 높다거나, 조사 여건에 따라 특정한 특성 의 개인들 위주로 조사가 수행됨으로써 빚어지는 편의다. 주로 우편조사의 경우 에 심각한 문제가 된다.
155) 응답자가 경우에 따라 자신의 지불의사를 전략적으로 축소, 혹은 과장하여 대답할 가능성을 의미한다. 예를 들어 실제 지불의사가 없더라도 조사에 응하여
론적 쟁점이 있는데(Carlsson Fredrik, 2013), 본고에서는 이러한 논 란을 감안하여 최근 이런 종류 연구에서 가장 많이 사용되는 질문 방식인 투표모형(referendum model)156) 중에서도 투표모형의 장점 이 극대화되고 표본 수 확보에 용이하다고 평가받는 ‘이중 (double-bounded) 투표모형’을 사용하였다. 이 모델은 처음에 제시 한 추가 금액에 지불할 의사가 없다고 대답하는 응답자에게는 그 금액의 1/2 정도의 좀 더 낮은 금액을 제시하여 재차 질문하고, 지 불의사가 있다고 밝힌 응답자에게는 그 추가분의 약 2배 정도의 좀 더 높은 금액을 제시하여 재차 질문하는 방법이다(Haneman, 1984;
carson, 1989). 이중투표모형은 적어도 세 가지 측면에서 단순 투표 모형보다 더 효율적인 분석모형인 것으로 평가된다. 먼저 ‘예-아니 오’나 ‘아니오-예’로 응답한 사람의 경우, 지불의사가 두 금액사이에 놓여있으므로 이러한 응답 자체가 유용한 정보를 제공한다. 다음으 로 ‘아니오-아니오’ 또는 ‘예-예’로 응답한 경우, 범위를 알 수는 없 지만 단순 투표모형에 비해 더 분명히 지불의사의 상한값과 하한값 을 알 수 있는 장점이 있다. 또한 투표모형과 동일한 수의 설문대상 자를 조사하여도 응답결과는 두 배가 되어 계량분석에 사용되는 관 측치의 수가 늘어나는 것 역시 이 방법의 장점이다(권오상, 2007).
이러한 이중투표모형은 추정모형을 어떻게 설정하느냐에 따라 Hanemann et al(1991)의 구간자료모형(interval data model)과 Cameron and Quiggin(1994)의 이변량양분선택모형(bivariate dichotomous choice model) 구분되는데, 이변량양분선택모형의 경우
서는 일정액의 지불의사를 밝히는 경우를 생각해볼 수 있다.
156) Bishop and Heberlein(1979)에 의해 처음 고안된 질문방법으로, 응답자들이 자신의 CS(compensating surpils: 보상잉여)를 직접 계산하여 대답하기는 힘들 어도 조사자에 의해 어떤 금액이 제시되었을 때 그에 대하여 ‘예’나 ‘아니오’로 대답하는 것은 상대적으로 쉽다는 점에 착안하여 개발되었다. 각 집단별로 다른 금액을 제시하여 얻어진 응답결과를 이산선택모형을 이용하여 계량분석함으로 써 응답자들의 CS를 구한다. 이 모형은 응답이 간단하여 무응답률을 낮출 수 있고, ‘예, 아니오’의 대답에 정답이 있는 것이 아니라는 뉘앙스를 띠므로 시작 점 편의를 줄이며, 자신의 지불의사를 직접 말하는 경우보다 전략적 편의도 줄 어드는 등의 장점이 있다.
첫 번째 제시금액에 대한 응답과 두 번째 제시금액에 대한 응답이 서로 다른 지불의사를 가질 수 있다고 본다는 점에서 이론적으로 좀 더 세련된 분석법이지만, 실제 두 응답에서 지불의사가 통계적으 로 의미 있는 수준으로 다르게 추정되면 어느 것을 선택할지가 문 제가 된다157). 반면 구간자료모형은 제시금액의 순서와 관계없이 두 번의 질문에 답할 때의 지불의사가 서로 동일하다고 가정하므로 이 러한 문제점으로부터 자유로울 수 있다. 따라서 본 연구에서는 구간 자료모형을 이용하여 이중투표모형을 추정한다.
이제 1차와 2차 질문에 대한 개인 i의 지불의사를 라고 하 면, 지불의사함수는 식 (5-1)과 같다.
(5-1)
여기서 는 각각 1차 질문과 2차 질문에서의 설명변수벡터를 뜻 하며, 오차항 와 은 관측되지 않는 다른 변수들이 확률변수 로 포함된 것으로 각각 평균이 0이고 분산이 를 따른다고 가 정한다. 그런데 이중투표모형은 질문방식 상 피설문자의 1차 응답과 2차 응답에서의 지불의사금액을 직접 관찰할 수 없으며, 단지 제시 금액에 대한 양분선택응답결과만을 얻을 수 있다. 이에 따라 와
를 각각 첫 번째 제시금액과 두 번째 제시금액이라고 할 때, 첫 번째 제시금액()에 지불의사가 있으면 , 없으면 이고, 두 번째 제시금액()에 지불의사가 있으면 , 없으면 이므로, 두 응답의 결과 ( )=(1, 1), (1, 0), (0, 1), (0, 0)의 4
157) 실제 이런 경우 주로 첫 번째 제시금액만으로 프로빗 모형 등을 통해 WTP 를 추정하는 것이 일반적이다. 이는 두 번째 제시금액이 첫 번째 제시금액과 그 에 대한 응답으로부터 자유롭지 못할 가능성이 크기 때문이다.
가지 경우로 정리될 수 있다. 이제 응답자가 첫 번째 제시금액과 두 번째 제시금액에 모두 지불의사가 있는 ( , ) 경우의 확 률은 다음의 식 (5-2)와 같다.
(5-2)
Pr Pr ≥ ≥
Pr ≥ ≥
Pr≥
≥
(여기서
= 상관계수, = 표준정규누적밀도함수임.)
여기서 구간자료모형은 로 동일하고 확률변수 역시
로 동일하다고 가정하므로, 이면서 (예-예) 인 응답의 경우 에 따라 식 (5-3)과 같이 단순화할 수 있 고, 이면서 (아니오-아니오)인 응답의 경우에는 이므로 식 (5-4)와 같이 표현할 수 있다.
(5-3) P r ≥ ≥ P r ≥
(5-4) P r P r
결국 번째 응답자의 우도함수 는 다음 식(5-5)와 같이 표현될 수 있다.
(5-5) Pr ≥ × Pr ≥
× Pr ≥ × Pr
여기서 확률변수 가 분산이 인 정규분포를 따른다고 가정하
그룹 인원 평균
A 483명 0.706 0.021 0.665 0.747
-1.845 0.033 0.065 0.968 B 461명 0.759 0.020 0.720 0.798
(5-7)
1차 제시금액 2차 제시금액 응답형태 응답자
구분 설명변수 모델 1 모델 2
구분 설명변수 모델 1 모델 2
구 분 최초
제시금액 평균
지불의사액 표준오차 95% 신뢰구간 유의성 검정 모델
Ⅰ
A그룹 4,000 7,289.1 148.3 6.998.6 7.579.7 chi2(1)=2.53 Prob>chi2
=0.1115 B그룹 4,000 7,473.2 143.6 7.191.6 7.754.7
모델
Ⅱ
A그룹 4,000 7,298.3 147.8 7.008.6 7.558.1 chi2(1)=2.30 Prob>chi2
=0.1294 B그룹 4,000 7,470.9 142.7 7.191.3 7.750.5
<표 5-11> 소비자 그룹별 가상의 식이보충제에 대한 지불의사 금액
였다. 여러 제약 상 실제 소비자 집단을 모집하거나 가상의 제품, 포장지 등을 제작한 연구를 수행하지는 못하고 인터넷 조사에 의존 해야 했지만, 설문 내용과 표현을 최대한 통제하고 의도적으로 구성 하여 연구의 목적에 맞는 조사를 행할 수 있도록 노력하였다.
설문 대상 소비자를 두 그룹으로 나누어 각기 다른 처치에 따른 차이를 검토하였으며, ‘건강강조표시’ 정보와 ‘건강기능식품 표시’ 정 보의 질적․양적 차이가 그룹 구분의 핵심이 된다. 두 정보 모두 B 그룹이 더 많거나 충실한데, 이는 ‘건강강조표시’ 측면에서는 일반 농식품이 국내의 제도적 특성으로 인하여 그 간 자유롭게 행할 수 없었던 기회를 의미하며, ‘건강기능식품 표시’ 측면에서는 건강기능 식품이 국내의 제도적 특성으로 인하여 역으로 배타적인 자유를 향 유할 수 있었던 상황을 의미한다.
분석 결과 두 정보 모두 질적․양적으로 충실한 경우에 소비자의 구매의사가 더욱 강해지는 것으로 나타났다. ‘생강차’에 표기 가능한 가상의 라벨링 내용을 가정했을 때 소비자들이 ‘건강강조표시’를 충 분히 활용한 제품을 구매할 확률이 더 높은 것으로 분석되었고, 마 늘을 원료로 하는 같은 종류의 식이보충제라 하더라도 ‘건강기능식 품 표시’가 있는 경우에 그렇지 않은 경우보다 더 구매 확률이 높은 것으로 추정되었다.
이러한 결과들은 국내의 현행 ‘건강기능식품’ 표준이 지금까지 살 펴본 제도적 양상 자체로 ‘건강기능식품’ 산업계에 유리하게 설계되 어 있는 동시에 ‘건강기능식품’이 아닌 일반 농식품 시장의 성장에 일정한 제한을 가하고 있음을 시사한다163). 이런 상황에서 ‘제도’의
163) 법경제학자 Scherer는 한 제도의 영향을 논할 때 공급 측면에서 기존의 공장 이나 장비, 노동력 등에 상당한 신규투자를 하지 않아도 단기적으로 전용될 수 있다면 이를 직접적인 관련 시장으로 보아야 하며, 그렇지 못하다면 시장진입조 건으로서의 잠재적 경쟁을 논할 때 참작하여야 한다는 주장을 한 바 있다 (Scherer, 1980). 이를 적용하면 건기식법이 건강기능식품 산업계에 직접적 영 향을 미친 것은 물론, ‘건강기능식품’군에 진입하기 어려운 일반 농식품 시장에 도 영향을 미쳤다고 볼 수 있을 것이다.
차이에 유의하지 않고 가령 미국과 국내 식이보충제의 경쟁력이나
차이에 유의하지 않고 가령 미국과 국내 식이보충제의 경쟁력이나