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경제학석사 학위논문
도시농업의 여가성에 대한 연구
Study on Leisure Value of the Urban
Agriculture
2014
년
8
월
서울대학교 대학원
농경제사회학부 지역정보 전공
국문초록
도시농업의 여가성에 대한 연구
경제학 석사학위 논문
서울대학교 대학원, 2014
서동주
본 연구는 도시농업의 실제 행위 주체이자 잠재적 수요자로 볼
수 있는 도시민들의 인식적인 측면을 토대로 하여 도시농업의 여
가성이 어떠한 효과를 가져 오는지를 살펴보고 여가성이 도시농업
활성화를 위한 유인 요소로 작용할 수 있는지 여부를 타진해보는
데 목적을 가진다. 이를 위해 조건부가치측정법을 적용하여 사람
들이 인식하는 도시농업의 여가성의 수준에 따라 도시농업의 가치
가 어떻게 달라지는지를 살펴보고, 헤크만선택모형을 통해 여가가
치의 인식 여부에 영향을 미치는 요인들과 이에 따른 도시농업활
동시간에 영향을 미치는 요인들을 살펴보았으며, 분석을 위해
2012년에 구축한 설문자료를 활용하였다.
분석 결과, 도시농업의 여가성의 제고를 가져올 경우 도시농업
의 지불의사와 관련하여 3,276원 ~ 4,806원 수준의 증가가 예상되
며, 이를 통해 최대 832억원의 편익 상승을 유발할 수 있는 것으
로 나타났다. 또한 연령, 성별, 가족구성원 수, 도시농업에 대한 관
심도, 경험이 도시농업활동시간에 정(+)의 효과를 미치는 요인으로
파악되며, 도시농업에 높은 여가가치를 부여한 사람의 도시농업활
동시간이 더 큰 것으로 나타났다. 연구 결과를 통해 여가성이 도
시농업에 대한 가치의 증대와 참여의 증대를 가져올 수 있다는 점
을 확인할 수 있으며, 이를 토대로 도출할 수 있는 시사점은 도시
농업의 활성화를 위해 도시농업의 여가적 기능을 부각하고 이를
홍보하여 인식론 측면의 향상을 도모하는 것과, 도시농업에 대한
여가성 인식이 인구 집단의 특성에 따라 서로 다른 분포를 가지는
것을 고려하여 주요활동 대상을 구분하여 접근하는 것이 전략적인
측면에서 바람직하다는 것이다.
주요어 : 도시농업, 여가가치, 조건부가치측정법, 헤크만선택모형 학 번 : 2012-23343목 차
제 1 장 서론 ··· 1
제 1 절 연구의 목적 ··· 1
제 2 절 연구의 흐름 ··· 2
제 2 장 도시농업의 개념 ··· 4
제 1 절 도시농업의 정의 ··· 4
제 2 절 도시농업의 기능 ··· 6
제 3 절 도시농업의 여가성 ··· 9
제 3 장 도시농업의 가치평가 ··· 11
제 1 절 연구의 배경 ··· 11
제 2 절 분석 모형 ··· 13
제 3 절 분석 자료 ··· 16
제 4 절 분석 결과 ··· 19
제 5 절 소결 ··· 24
제 4 장 도시농업활동시간 ··· 27
제 1 절 연구의 배경 ··· 27
제 2 절 분석 모형 ··· 29
제 3 절 분석 자료 ··· 31
제 4 절 분석 결과 ··· 33
제 5 절 소결 ··· 39
제 5 장 요약 및 결론 ··· 41
제 1 절 연구의 시사점 ··· 41
제 2 절 연구의 한계 ··· 42
참고문헌 ··· 44
부록 ··· 50
Abstract ··· 58
표 목 차
[표 2-1] 도시농업의 육성 및 지원에 관한 법률 ··· 5
[표 2-2] 국제기구에서 논의된 농업의 다원적 기능의 주요내용 · 7
[표 3-1] 제시금액과 관련한 질문의 구성 ··· 17
[표 3-2] 자료의 기술통계량 ··· 19
[표 3-3] 다중공선성 진단 ··· 20
[표 3-4] 기본모형 추정결과 ··· 21
[표 3-5] 크러스컬-월리스 검정 결과 ··· 22
[표 3-6] 모형1에 의한 WTP 및 가치변화 산출결과 ··· 23
[표 3-7] 집단구분에 의한 지불의사 추정결과 ··· 24
[표 3-8] 모형2에 의한 WTP 및 가치변화 산출결과 ··· 24
[표 3-9] 도시농업의 가치변화 분석결과 ··· 25
[표 4-1] 변인설명 ··· 32
[표 4-2] 자료의 기술통계량 ··· 33
[표 4-3] 1단계 변인의 다중공선성 진단 ··· 34
[표 4-4] 2단계 변인의 다중공선성 진단 ··· 34
[표 4-5] 모형의 적용: 헤크만 1단계 모형 ··· 35
[표 4-6] 도시농업의 여가가치 부여 확률 ··· 36
[표 4-7] 모형의 적용: 헤크만 2단계 모형 ··· 37
제 1 장 서론
제 1 절 연구의 목적
최근 국가 및 지방자치단체에서는 생태도시 조성의 전략 방안으로 도 시 내 다양한 농업형태를 도입하는 도시농업 조성 계획을 추진하고 있으 며, 「도시농업의 육성 및 지원에 관한 법률」이 2012년에 시행되면서 관련 부서 및 정부 기관에서는 관련법 제정 및 하위관련 부서를 지정하 여 도시농업의 육성에 힘쓰고 있다(이빛나라 외, 2013). 이 같은 도시농 업의 활성화가 추진된 배경에는 농업의 역할에 대한 기대 범위가 넓어진 것이 요인으로 존재한다. 본질적 기능에 초점이 맞추어져 있던 산업화 초기의 농업의 역할은 선진국가로 진입함에 따라 다원적 기능이 더욱 강 조되었는데(김찬수, 2000), 이와 관련하여 농업이 농촌뿐만 아니라 도시 가 필요로 하는 기능을 제공해줄 수 있음이 인식되기 시작하면서 도시농 업의 필요성 또한 대두되기 시작하였다. 그러나 단순히 필요성의 존재가 도시농업의 활성화를 보장해주지는 않 으며, 도시 농업의 활성화를 위해서는 사람들의 적극적인 관심과 참여가 담보되어야 한다. 이를 위해서는 사람들을 끌어들일만한 유인이 필요하 다. 이러한 유인의 한 부분으로 생각할 수 있는 것이 도시농업의 여가성 이다. 도시농업을 하는 사람에게 있어 작물의 선택은 경제적인 이윤보다 는 개인적인 취향, 확보·재배의 용이성 등이 상대적으로 의미 있는 요건 이 된다. 일반적으로 농업의 생산이 식량의 생산에 의한 상업적 측면이 강조되었다면, 도시농업의 생산은 대체적으로 여가활용적 측면이 강조된 다. 이와 같은 도시농업의 성격은 도시농업의 활성화와 관련하여 도시농 업의 여가 기능이 의미를 가지는 요소로 활용될 수 있음을 시사한다. 이 같은 관점에서 본 연구는 도시농업의 활성화 방안모색의 일환으로 여가성의 유인 요소로의 활용가능성을 주목하고자 한다. 이와 관련한논의를 위해서 도시농업에 내재한 여가성이 어떠한 효과를 함축하고 있 는지에 대한 고찰이 이루어질 필요가 있다. 본 연구에서는 수요자 측면 에 입각하여 도시농업의 여가성의 여부에 따라 도시농업의 가치와 실제 도시농업 활동시간이 어떻게 달라지는지를 살펴보고자 한다.
제 2 절 연구의 흐름
본 연구는 도시농업의 실제 행위 주체이자 잠재적 수요자로 볼 수 있 는 도시민들의 인식적인 측면에서 여가성이라는 도시농업의 내재적 속성 이 도시농업의 육성 및 지원을 위한 전략적 수단으로 사용될 수 있음을 분석 결과를 통해 근거로 제시하고, 도시농업의 활성화를 위한 일환으로 관련 정책이 이를 모색하는 방향으로 이루어져야함을 제기하고자 한다. 본 논문은 앞서 언급한 도시농업의 여가성에 관련한 논의를 크게 두 가지 측면에서 규명하고자 한다. 하나는 도시농업의 여가성의 여부에 따 른 도시농업의 가치의 차이에 대한 분석이고 다른 하나는 도시농업의 여 가성의 여부에 따른 실제 도시농업 활동시간 차이에 대한 분석이다. 이 같은 분석을 통해 확인할 수 있는 점은 여가성의 확대가 도시농업의 가 치 제고와 참여성의 증대를 가져올 수 있는지의 여부이다. 이와 같은 논 의를 통해 도시농업의 여가성이 실제로 사람들에게 있어 매력적인 요소 로 작용할 수 있는지를 파악할 수 있다. 본 논문에서 공간적 범위로 설정한 도시는 특별시와 광역시로 한정되 었음을 밝힌다. 도시의 외연적 의미는 사회·경제·문화적 중심지로 파악 할 수 있으나, 도시의 범위를 규정하는 것은 그 일반화가 쉽지 않으며, 실제로 도시의 범위는 목적에 따라 다양하게 설정되는 것이 사실이다. 인구가 많은 지역이라 하더라도 다수의 농업인이 거주하는 지역은 그 속 성의 측면에서 도시보다는 농촌에 가깝게 인식될 수 있으며, 반대로 규 모가 작은 도시라 하더라도 대도시의 위성도시는 구성원의 삶의 형태가 대도시와 더욱 닮아있는 경우가 존재해 그 합의가 어렵다. 또한 행정구 역을 뜻하는 시(市)가 우리가 일반적으로 인지하는 도시의 속성을 대변하는 것은 아니며, 규모가 큰 도(道)의 경우 도시지역과 비도시지역이 혼 재해있어 일률적인 적용은 적절하지 않을 것으로 판단된다. 이에 직관적 인 측면에서 도시로 합의하기가 용이한 특별시 또는 광역시를 지역의 대 상으로 설정하였다. 그런 의미에서 본 논문에서 말하는 도시농업은 대도 시의(metropolitan) 농업이다. 본 논문은 다음과 같이 구성된다. 1장에서는 연구의 배경과 목적을 제 시하였다. 2장에서는 우리가 다루어야 할 연구대상인 도시농업의 개념에 대해 살펴볼 것이다. 3장에서는 도시농업의 여가성을 중심으로 도시농업 의 가치를 분석하고 4장에서는 여가성을 중심으로 도시농업의 활동시간 을 분석하고자 한다. 3장과 4장에서는 각기 다른 분석모형이 활용되었으 며 이에 대한 내용은 각 장에서 세부적으로 다루기로 한다. 마지막으로 5장에서는 이상의 연구를 요약하고 주어진 결과를 바탕으로 결론을 내리 고자 한다.
제 2 장 도시농업의 개념
제 1 절 도시농업의 정의
도시농업의 정의는 학자들에 따라 다양하게 나타나고 있다. Smit et al.(1996)은 도시농업을 농작물과 가축의 다양성을 산출하기 위해, 마을· 도시·대도시에서 주로 소비자의 일상적인 요구에 반응하여 땅과 물 위에 서 도시와 도시 주변 전체의 영역에 걸쳐 퍼져 있는 집약적인 생산방법 을 적용하고 자연 자원과 도시 폐기물을 사용·재사용하여 식품과 연료를 생산하고 처리하고 시장에 공급하는 산업으로 정의하고 있다. 장동헌 (2009)은 도시농업은 대소비지에 가까운 농업지역, 도시의 생산녹지, 시 민농원 등에 의해 영위되고 있는 농업을 포괄하는 성격을 갖고 있는, 도 시 및 그 주변에 있는 농업 일반으로 정의하고 있다. 이창우(1997)는 도시농업을 도시행정구역에서 이루어지는 모든 농업으 로 규정하고, 텃밭경작, 공터의 무단점유농업, 상업적, 취미농업으로 구분 하였다. 그리고 이영민(1997)은 도시농업을 텃밭 형태로 보고, 상업적 판 매가 아닌 취미농업의 시각에서 접근하였다. 또한 김종덕(2002)은 아파 트의 빈터를 포함해서 베란다, 옥상에서 이루어지는 것으로 보기도 하였 다. 또한 도시농업의 주체 영역을 전업농업인이 아닌 도시민에 의해 도 시 근교에서 행해지는 농사도 포함하기도 하였다. 유병규(2000)는 농업생산적 입장에서, 도시화 과정에서 농업의 복합 산업화라는 차원으로 접근하고 있어 농업의 영역확장이라는 측면에서 바 라보고 있다. 그리고 장동헌 외(2005)는 농업생산과 더불어 계획적으로 보전되어야 하는 농업으로 규정하기도 하였다. 한편, 김수봉 외(2002)는 도시농업을 도시적 환경과 결부하여 도시 내의 빈터, 공터의 활용을 통 해 도시의 지속가능한 개발 실현을 위한 대안으로 보고 있다. 즉 농업을 도시의 생태적 측면에서 활용하는 것이다. 도시농업의 육성 및 지원에 관한 법률은 도시농업을 도시지역에 있는토지, 건축물 또는 다양한 생활공간을 활용하여 농작물을 경작 또는 재 배하는 행위로 정의를 내리고 있다. 조항 주요 내용 제2조 1. “도시농업”이란 도시지역에 있는 토지, 건축물 또는 다양한 생활 공간을 활용하여 농작물을 경작 또는 재배하는 행위로서 대통령령 으로 정하는 행위를 말한다. 2. “도시지역”이란 「국토의 계획 및 이용에 관한 법률」 제6조에 따른 도시지역 및 관리지역 중 대통령령으로 정하는 지역을 말한다. 3. “도시농업인”이란 도시농업을 직접 하는 사람 또는 도시농업에 관련되는 일을 하는 사람을 말한다. 제 8 조 ①항 ① 도시농업은 다음 각 호와 같이 구분하되 유형별 세부 분류는 농림축산식품부령으로 정한다. 1. 주택활용형 도시농업: 주택·공동주택 등 건축물의 내부·외부, 난 간, 옥상 등을 활용하거나 주택·공동주택 등 건축물에 인접한 토지 를 활용한 도시농업 2. 근린생활권 도시농업: 주택·공동주택 주변의 근린생활권에 위치 한 토지 등을 활용한 도시농업 3. 도심형 도시농업: 도심에 있는 고층 건물의 내부·외부, 옥상 등을 활용하거나 도심에 있는 고층 건물에 인접한 토지를 활용한 도시농업 4. 농장형·공원형 도시농업: 제14조1)의 공영도시농업농장이나 제17 조2)의 민영도시농업농장 또는 「도시공원 및 녹지 등에 관한 법 률」 제2조3)에 따른 도시공원을 활용한 도시농업 5. 학교교육형 도시농업: 학생들의 학습과 체험을 목적으로 학교의 토지나 건축물 등을 활용한 도시농업 (타)일부개정 2013.3.23 법률 제11690호 <표 2-1> 도시농업의 육성 및 지원에 관한 법률 1) 14조 ①항: 시·도지사 또는 시장·군수·구청장은 도시농업의 활성화와 도시농업 공간의 확보를 위하여 도시지역에 위치한 공유지 중에서 도시농업에 적합한 토지를 선정하여 공영도시농업농장을 개설할 수 있다. 2) ①항: 국가 또는 지방자치단체가 아닌 자는 민영도시농업농장을 개설하여 운영할 수 있다.
이와 같은 개념들을 토대로 도시농업은 도시 안에서 이루어지는 도시 민의 농업 활동으로 간단히 정의할 수 있다. 즉, 협의의 의미로서 도시농 업은 다양하게 정의되고 있지만, 광의의 개념에 있어 도시농업은 인구가 밀집된 지역에서 이루어지는 농축산물의 생산을 위한 (인구가 밀집된 지 역에서 살고 있는 사람들의) 모든 활동으로 정의할 수 있다. 이는 도시 와 도시민의 특성에서 기인한다. 도시 농업은 주로 마당, 옥상, 공공장소, 지역 정원, 온실 등에서 이루어지고 있는데, 일반적으로 도시 농업의 활 동들은 제한된 공간에서 행해지고, 생산할 수 있는 작물은 한계가 있다. 따라서 도시 농업의 행태보다는, ‘도시’라는 지역성이 수반한는 정의가, 일반적인 농업과 구별되는 도시농업의 정의로 파악할 수 있을 것이다.
제 2 절 도시농업의 기능
도시농업의 기능은 농업의 다원적 기능에서 의미를 찾을 수 있다. 농 업생산은 생산과정을 통해 시장에서 거래되는 농산물을 생산할 뿐 아니 라 동시에 환경보존효과, 식량안보기능, 농촌경관 및 문화적 전통의 유지 기능, 농촌활력유지기능 등의 또다른 기능을 추가로 행하며, 이러한 추가 적 기능을 국제적 논의에서는 농업의 다원적 기능이라 부르고 있다(권오 상 외, 2004) 오래전부터 어느 국가에서나 농업이 식량 공급이라는 본원 적 기능이외에 다양한 비시장적 가치와 공익적 기능을 인정해온 측면이 있으며(임정빈, 2003) 농업의 다원적 기능은 우루과이라운드 이후 농산 물 무역 자유화 추세와 함께 국제적 논의가 활발해지기 시작하였다(이용 기, 2003). 활을 향상시키는 데에 이바지하기 위하여 설치 또는 지정된 다음 각 목의 것을 말한다. 광장·공원·녹지 등 공간시설 도시·군관리계획의 결정 ① 시·도지사 또는 대도시 시장은 도시의 자연환경 및 경관을 보호하고 도시민에게 건전한 여가·휴식공간을 제공하기 위하 여 도시지역 안에서 식생(植生)이 양호한 산지(山地)의 개발을 제한할 필요가 있다고 인기능 WTO · 환경보전 · 식량안보 · 농촌개발 OECD · 경관보전 · 생물다양성 유지 · 토질보전 · 수질보전 · 대기질보전, · 수자원의 효과적 이용 · 경지보전 · 온실효과예방 · 농촌활력유지 · 식량안보 및 식품안전 · 문화유산 보호 · 동물복지 FAO 사회적 기능 · 도시화 완화 · 농촌공동체 활력 · 피난처/휴양처 기능 문화적 기능 · 전통문화계승 · 경관제공 환경적 기능 · 홍수조절 · 지하수 함양 · 토양보전 · 산사태 방지 식량안보 · 식량의 안정적 공급 · 국가의 전략적 요청장 경제적 기능 · 국가/국토의 균형발전과 성장 · 경제위기의 완화기능 자료: 서동균(1999); 임정빈(2003) <표 2-2> 국제기구에서 논의된 농업의 다원적 기능의 주요내용 국제기구에서 논의된 내용을 기반으로 농업의 다원적 기능을 보편적 으로 살펴보면, 환경보전 기능, 경관보전과 전통문화 계승과 관련된 쾌적 성 유지 기능, 토지·농지보전의 기능, 식량안보 기능, 고용과 경제활성화 가 가능함을 뜻하는 농촌활력 기능으로 정리될 수 있으며(임정빈, 2003), 이에 대한 세부내용은 <표 2-2>에서 살펴볼 수 있다. 이와 같은 농업의 다원적 기능들은 농업이 다양한 부분에서 역할을 수행하고 있음을 보여 주며, 농업의 기능이 도시에도 또한 영향을 미칠 수 있음을 암시한다. 이러한 농업의 다원적 기능 중 도시농업과 관련하여 의미를 가지는 기능을 중심으로 재구성할 경우 크게 환경적 기능, 사회·문화적 기능, 경
제적 기능 세 가지 측면을 살펴볼 수 있다. 첫째는 환경적 기능이다. 농작물이나 초록의 조성으로 인해 얻을 수 있는 공기의 정화, 열섬현상의 완화 등은 도시화로 인해 훼손된 자연환 경을 유지하는 데에 긍정적인 기능으로 작용할 수 있다. 또한 도시 농업 과 결합되어 나타나는 환경의 혜택으로 생물다양성과 자연 서식지의 보 전을 살펴볼 수 있다. 녹지에 있어서 다양성은 안정성을 증진시키게 되 는데, 이는 종이 다양할 경우에는 그렇지 못한 경우에서 보다 외부환경 의 변화에 보다 잘 견디고 회복되기 때문이다(이광영, 2003). 도시농업의 환경적인 기능이 앞서 살펴본 농업의 다원적 기능과 다른 점이 있다면, 토지의 질이나 수질과 관련한 부분의 역할이 상대적으로 축소된다는 점 이다. 도시농업이 이러한 부분을 수행하지 못함을 의미하지는 않으며, 다 만 자연과 밀접하게 접해있는 농촌에 비해, 도시의 경우 지역 특성에 의 해 자연적 효과가 전체 기능에서 차지하는 비율이 작기 때문에 이와 같 은 현상이 나타남으로 이해할 수 있다. 둘째는 사회·문화적 기능이다. 이는 도시농업을 통해 사람들이 느끼는 쾌적성 등과 관련하여 개인의 효용을 증가시키는 미시적인 기능과 농업 의 속성과 관련하여 사회·문화적 역할 수행하는 거시적인 측면의 기능이 모두 포함된다. 대표적인 기능으로는 경관보전, 공동체활성화 등이 있다. 셋째는 경제적 기능이다. 경제적 기능은 식량 생산을 통한 시장에서의 이윤 창출 이외에 도시농업을 통해 나타날 수 있는 간접적인 파급효과와 외부효과 등을 함의한다. 이를 통해 도시 내 농업활동에 의한 고용 증진 과 도시 경제의 활성화를 기대할 수 있다. 또한, 농업관련 산업 부문의 경제적 효과뿐만 아니라 토지, 자재, 운송 부문 등 관련 산업의 발전에도 긍정적인 기여를 가져올 수 있다. 이와 같은 도시농업의 기능들은 도시 내에서 농업활동을 함으로써 도 시가 필요로 하는 부분이 충족 가능함을 보여주며, 이를 통해 도시농업 이 도시를 건강한 상태로 유지하는 데에 일조함을 알 수 있다.
제 3 절 도시농업의 여가성
여가(Leisure)의 개념은 비교적 최근에 들어왔기 때문에 여가활동, 여 가생활, 여가시간 등으로 그 의미가 복합적으로 사용되기 때문에 특정 사회가 지니고 있는 가치나 태도에 따라 다양하게 정의되고 있으나 일반 적인 의미에서 여가는 ‘가정, 직장, 사회로부터 부과된 의무에서 벗어난 자발적 선택행위로서, 정서적인 면에서는 자유, 휴식 및 즐거움 등과 관 련되는 것’으로 정의할 수 있다(Dumazedier, 1967; 문숙재 외, 2003). 여가현상은 다양하게 나타날 수 있지만 분명한 사실은 여가는 그것에 참가하는 사람에게 하나의 “특별한 경험”을 제공한다는 것이다. 따라서 여가의 이해는 수량적 혹은 실증적인 작업을 통하여 이루어지는 것뿐만 아니라 여가참여로부터 얻을 수 있는 여가경험적 측면의 연구 또한 중요 하다. 즐거움은 “특별한 목적이나 보상”을 기대한 수동적인 감정상태로 여가가 “만족”이나 “재창조적인” 그 어떤 것을 기대하는 활동이라는 측 면에서 밀접한 관계가 있다. 여가 속에서의 즐거움은 사적인 자아경험으 로서의 여가경험의 결과인 “성취의 감정”이다(박원임 외, 2005). 이러한 맥락에서 도시농업은 여가성(Leisure Value)을 함의한다고 볼 수 있다. 사람들이 도시농업이 가져오는 기능(예컨대 환경적 기능)의 증 진을 위해 대의적인 차원에서 도시농업을 수행한다고 보기는 어려우며, 경제적인 이윤 창출을 위해 도시농업을 행하는 사람이 있을 수 있으나 이에 대한 경제적 이득을 도시농업의 즐거움을 만끽하는 가운데 얻을 수 있는 부수적인 보상의 결과로서 이해하는 것이 적절하기 때문이다. 한편 국내에서 전문가집단은 도시농업의 존재 이유를 농업을 통한 생 태지향적 관점에 중점을 두고 있어(장동헌, 2009), 다른 요소에 비해 도 시농업의 여가성이 조명을 받고 있지 못하고 있음을 알 수 있으나, 도시 농업이 상대적으로 활성화되어 있는 해외의 사례를 보면, 도시농업의 가 치 중 여가의 가치가 국내에 비해 조명되고 있음을 확인할 수 있다. 독 일의 클라인가르텐(Kleingarten)은 자연과 접하기 어려운 도시인들에게 자연을 느끼게 해주고 본래적인 인간생활을 영위할 수 있게 해준다는 철학적 의미 아래, 가정과 토지를 결합함에 따라 건전한 생활을 보장하려 는 목적이 내축되어 있다. 가족이 정원의 공동작업을 통하여 친밀감을 더해 가고 행복을 느끼며, 청정한 식품을 자급하고 계절의 변화를 느끼 며, 자연의 리듬에 의거한 생활을 영위할 수 있게 한다(권영섭, 1993). 일 본의 시민농원은 도시생활자가 레크리에이션이나 자가를 위한 야채 생산 등을 목적으로 좁은 면적으로 구획을 나눈 농지를 빌려 야채나 꽃 등의 재배를 즐기는 농원을 말한다(박선희, 2010). 최근에 시민농원은 주로 도 시주민의 농사일 체험의 장소로서 매우 수요가 높으며, 도시민의 향후 농업경영참여가능성과 체험적 농업을 생활의 일부로 받아들이는 측면을 가지고 있다(장동헌, 2011). 영국의 얼로트먼트(allotment)는 도시의 공한 지를 시민들 개인과 지역공동체에 저렴한 가격으로 이용권을 설정하여 식량생산과 여가를 제공해주고 있다. 이를 통해 사회적인 교류를 촉진하 고, 커뮤니티, 교육 등의 기능을 확보하고 있다(장동헌, 2009). 도시농업이 안정적으로 안착한 해외의 사례들은 도시농업이 도심지에 서 농업을 생활의 일부로 영위할 수 있게 하는 여가적 측면의 성격을 가 지고 있음을 보여준다. 이와 같은 사례들을 통해 국내에서 또한 도시농 업이 도시 내의 시민들을 위한 여가 활용의 공간으로 존립할 수 있음을 유추할 수 있다.
제 3 장 도시농업의 가치평가
제 1 절 연구의 배경
산업화 이후, 경제의 중심이 1차 산업에서 2·3차 산업 중심으로 옮겨 가면서 사람들은 제조업과 서비스업이 상대적으로 유리한 도시로 이동하 게 되었다. 도시가 발전함에 따라, 도시와 농촌 사이에 상대적인 격차가 발생하면서, 사람들의 관심 또한 농업에서 멀어지게 되었다. 그 결과 일 부의 사람들만이 농업에 종사하게 되었고, 도시 내에서는 농업 활동이 사라지게 되었다. 많은 사람들이 도시에 정착하게 되면서 도시는 점차 발전하였지만, 무분별한 개발과 과도한 인구 집중 현상은 여러 가지 부 작용을 동반하였다. 오늘날의 도시는 거대해지고 풍요로워진 반면 공생 의 가치가 쇠퇴하고, 삶의 질이 저하되었다. 어느 정도 경제성장이 진행되고, 사람들은 경제성 이외 측면에도 관심 을 갖게 되었으며, 농업의 가치에 주목하기 시작했다. 단순하게 식량생산 이라는 한 가지 측면에 국한되었던 농업의 전통적인 개념이, 농업이 비 시장적인 부분에서 여러 다양한 가치를 창출할 수 있다는 다원적인 개념 으로 확산되면서, 농업에 대한 가치 또한 다양한 형태로 인식되기 시작 했다. 이에 따라 농업의 가치에 대한 인식이 예전보다 부각되었고, 농업 에 종사하지 않는 도시민들의 농업에 대한 관심과 인지도 또한 점차적으 로 증가하고 있다. 농업의 다원적 가치와 관련한 농업 가치의 재확인과 함께 도시농업의 육성 및 지원에 관한 법률 제정 등 도시농업의 가치를 고취하려는 움직 임이 일고 있으며, 이와 더불어 도시 내에서 농업이 가지는 가치를 조명 하고자 하는 연구들이 나타나기 시작했다. 그러나 국내의 대다수의 연구 들은 일반적인 농업과 농촌에 대한 접근을 주로 하여 도시농업의 가치 추정과는 거리가 있으며, 일부 도시 내 농업의 가치추정에 관한 연구가 있으나 특정 지역의 범위로 한정되어 있어(손민수 외, 2013), 이에 대한연구가 미진한 실정이다. 본 연구에서는 도시농업의 가치를 추정하고, 여가성의 수준에 따른 가 치의 변화를 함께 살펴보고자 한다. 도시농업은 일종의 지속적 행위를 수반하는 재화로 파악할 수 있는데 이 경우 시간이나 조건의 변화에 따 라 가치가 변할 가능성이 존재하며, 사람들이 인식하고 있는 여가성이 달라질 경우에 또한 도시농업의 가치는 달라질 수 있다. 본 장의 분석을 통해 도시농업이 함의하는 여가성이 이와 관련하여 어떤 방향으로 작용 하게 될지를 파악할 수 있을 것이다. 국내외에서 도시농업의 가치와 관련한 연구들이 최근 들어 증가하고 있으며, 특히 해외에서의 연구는 어느 정도 이루어진 상태이다. 연구 수 행을 위한 분석방법으로는 여행비용법(Travel Cost Method)이 소수 적 용되었으며, 대부분의 연구는 헤도닉 가격모형(Hedonic Price Model)과 조건부가치측정법(Contingent Valuation Method)이 주로 활용되었다. Fleischer and Tsur(2000)은 경관과 여가가치의 측면에 주목하여 여행비 용법을 통해 이스라엘 갈릴리 지역의 도시농업의 가치를 추정하였다. Bastian et al.(2002)은 미국 와이오밍 지역의 도시농업의 가치를 추정하 기 위해 헤도닉 가격모형을 적용하였다. 그는 분석과정에서 GIS자료를 활용하였으며, 도시농업과 관련하여 환경 개선의 효과를 주목하였다. Maddison(2000)은 영국의 잉글랜드와 웨일즈 지역의 도시농업의 가치를 추정하였으며 기후, 토지의 질 등의 농지 특성을 중심으로 헤도닉 분석 을 수행하였다. Bowker and Didychuk(1994)은 캐나다 동부 지역의 농 지 보존을 위한 가치를 조건부가치측정법을 이용하여 분석하였으며, Henn(2000)은 동일한 방법으로 쿠바 하바나 지역의 가치를 분석하였다. 여행비용법이 도시농업의 가치를 추정하는 가운데 경관적 특성을 반영하 였다면 헤도닉 가격모형은 토지적 특성을, 조건부가치측정법은 인구학적 특성을 반영한 것이 차이점이라고 할 수 있다. 한편 국내에서 진행된 도시농업의 가치에 대한 연구는 다음과 같다. 장동헌 외(2006; 2008)는 전주시민을 대상으로 인식적인 측면과 함께 도
시농업의 가치를 추정하였고, 허주녕·김태곤(2012)은 서울시민을 대상으 로 도시농업의 다원기능의 가치를 추정하였으며, 이원석 외(2012)는 도 시지하공간의 식물재배시설 조성에 대한 가치를 추정하였다. 국내의 가 치 추정과 관련한 실증분석의 경우, 소수의 연구만이 진행되고 있으며 그나마도 상기의 연구들을 포함하여 대부분의 연구들이 조건부가치측정 법에 의존하고 있는데 이는 도시농업의 가치추정을 위해 활용할 수 있는 자료로 설문데이터 이외에는 미비한 바, 자료의 한계에서 기인하는 것으 로 판단이 된다. 도시농업의 가치와 관련한 국내외 연구들은 가치추정에 대한 분석을 다루고 있어 도시농업에 대한 이해의 폭을 넓히는 데 이바지하고 있으나 재화의 가치변동성에 대한 내용은 고려하지 않고 있다. 따라서 본 연구 를 통해 도시농업의 가치에 대한 재확인과 함께 기존 연구에서 수행되지 않았던 가치의 변화라는 주제를 통해 도시농업의 가치에 대한 함의를 발 전시킬 여지가 있다.
제 2 절 분석 모형
본 연구에서는 기본적으로 조건부가치측정법을 통해 도시농업의 가치 를 추정하였으며 추가적으로 가치 변화 추정을 위한 접근법을 활용하여 분석을 수행하였다. 먼저 도시농업에 의해 발생하는 간접효용함수는 다 음과 같이 정의할 수 있다. (1) 여기서 M은 소득, 는 지불의사를 의미한다. 이 때, 도시농업을 하는 경우(q=1)와 하지 않는 경우(q=0)의 분석을 위해 효용함수를 관찰가능한 부분과 관찰불가능한 부분으로 나타낼 경우 식(2)과 같이 표현된다. ɛ ɛ (2) 응답자가 제시금액을 수락하는 경우 도시농업의 활성화가 제시금액을 수락하지 않은 경우보다 효용수준이 높음을 의미하며, 제시액 B에 대해 지불의사가 있는 응답자의 경우 다음의 식이 만족된다. ≥ ɛ ɛ (3) 양자 간의 차이를 ∆라고 정의하고, 이를 간접효용함수에 영향을 미 치는 변수들로 구성된 식으로 나타내면 다음과 같다. ∆ ≡ 각응답자에게제시된금액 , 제시금액의계수, 사회특성변인의계수 (4) 이와 같은 ∆는 의 누적확률분포함수와 효용격차모형(Hanemann, 1984)에서 정의하는 도출과정을 통해 최종적으로 아래의 식과 같이 지불 의사액(Willingness to Pay, WTP)을 구할 수 있다.
∆ exp (5) 이와 같은 기본적인 지불의사 추정과 더불어 본 연구에서는 도시농업 의 경험에 따른 가치변화를 추정하기 위해 두 가지 모형을 사용하여 분 석을 진행하고자 한다. 첫 번째 모형에서는 예측된 추정치를 대입하여 차이에 의한 효과를 추정하는 방법을 적용하여, 특정 변수가 변화하여성이 높을 때에의 변화로 인해 유발되는 지불의사의 차이를 추정하고자 한다. 이를 위해서는 특정 설명변수의 변화에 따른 추정과정이 필요한데, 식(6)의 설명변수 의 조건적 적용을 통해 도시농업의 여가성 수준에 따른 변화를 반영할 수 있게 된다. 즉, 도출한 결과값을 바탕으로 특정 설명변수를 도시농업에 대한 여가가치성부여도로 지정함으로써 결과의 추정 이 가능하게 되는 것이다. ∆ 여가성변인의계수 여가성 ( 낮음, 보통, 높음) (6) 두 번째 모형은 도시농업에 대한 여가성의 부여 여부 집단을 구분하 고 각 집단의 지불의사를 따로 추정하여, 집단 간의 추정결과 차이를 산 출하는 것이다. 이는 일종의 비교분석으로 여가성 부여 정도에 따라 지 불의사가 어떻게 다른지 직관적으로 파악할 수 있다는 장점을 가지고 있 다. 식(7)은 낮은 수준의 여가성 부여 집단과 높은 여가성의 부여 집단이 모두 포함된 기본모형과 달리 수준별 구분을 통해 집단별로 분석하는 과 정을 나타낸다. ∆ , ⋯ ∆ , ⋯ ∆ , ⋯ 도시농업에 대한 여가가치성부여도가 낮은 집단의 효용격차 도시농업에 대한 여가가치성부여도가 보통인 집단의 효용격차 도시농업에 대한 여가가치성부여도가 높은 집단의 효용격차 (7) 이상의 과정을 바탕으로 도출한 식(6), (7)과 같은 결과들은 다시 식 (5)의 적용을 통해 지불의사액을 도출할 수 있다.
제 3 절 분석 자료
1. 설문의 설계 및 시행
설문의 모집단은 서울특별시 및 광역시의 거주하는 시민을 대상으로 하며 서울특별시 및 광역시의 20세 이상 70세 이하의 시민으로 연령, 성 별, 지역비율을 기준으로 표본을 설정하였다. 설문조사 방식은 인터넷을 기반으로 하는 e-survey 방식을 채택하였다. 인터넷 사용이라는 측면에 서 표본선택의 편의가 있을 수 있으나 다른 설문 방식에서 발생할 수 있 는 무응답 편의와 조사자 편의가 상대적으로 적게 발생하고 비용과 시간 이 절감된다는 장점이 있다(Wright, 2005). 조건부가치측정법은 시장가격이 현시되어있지 않은 재화의 가치를 추 정하기 위해 가상적인 시장을 설정하고 설문을 통해 그에 대응하는 응답 자의 지불의사액을 파악하여 재화의 가치를 추정하는 방법이다. 우선 가 상시장 구축을 위해 연구 대상인 도시농업을 설명하는 정보를 응답자에 게 제시하였다. 도시농업의 기본적인 정의와 함께 도시농업을 통해 얻을 수 있는 건강 증진 기능(유기농 생산과 섭취, 신선한 공기와 자연의 체 험, 활동에 따른 운동효과와 스트레스 저하)과 여가활용 기능 (정서함양, 레크레이션)에 대하여 설명하였다. 다음으로 도시농업을 활성화를 위해 조성비용 및 유지관리비가 필요하 며 이를 위해 기부금이 조성될 것이라는 가상적인 상황을 전달하고, 기 부금에 해당하는 일정 금액을 제시하고 이에 따른 지불의사를 파악하고 자 하였다.2. 제시금액 설정
조건부가치측정법에서 응답자의 지불의사액을 파악하기 위한 질문방식 에는 개방형(Open-ended), 지불카드형(Payment Card), 양분선택형(Dichotomous Choice) 등이 있으며, 본 연구에서 양분선택형으로 지불의 사를 유도하였다. 양분선택형은 응답자로 하여금 특정 제시금액에 ‘예’ 또는 ‘아니오’로 지불의사를 표현하게 하는 방식이다. 양분선택형은 응답 이 간단하고 무응답률을 낮출 수 있다는 장점이 있으며, 재화의 구입 여 부나 정책에 대한 찬반의사를 결정하는 것과 유사한 절차를 거쳐 질문에 응답하기 때문에 응답결과가 각 개인의 실제 지불의사와 가깝게 나타날 가능성이 있다(2012, 권오상). 본 연구에서는 양분선택형의 장점을 유지 하는 동시에 많은 정보량을 취득하기에 용이한 이중양분선택형 모형을 통해 연구를 진행하였다. 지불의사액은 기존연구(장동헌, 2008)와 사전조사를 기반으로 하여 초 기금액을 5,000원, 10,000원, 20,000원으로 설정하였고4), 초기 제시금액의 지불의사 여부에 따라 제시금액의 수준을 상향 또는 하향하여 재질문을 시행하였다. 제시금액의 구성은 <표 3-1>과 같다. 시나리오 초기 제시금액 지불의사 이차 제시금액 도시농업의 활성화를 위한 기금 마련 5,000원 예(Yes) 10,000원 아니오(No) 2,500원 10,000원 예(Yes) 20,000원 아니오(No) 5,000원 20,000원 예(Yes) 40,000원 아니오(No) 10,000원 <표 3-1> 제시금액과 관련한 질문의 구성 4) 장동헌(2008)의 경우 전주시민을 대상으로 기부금이라는 시나리오와 함께 제시금액을 10,000원, 5,000원, 1,000원 세 가지로 설정하였는데, 본 연구의 응답대상은 서울특별시 및 광역시 거주민으로 소득이 상대적으로 높을 수 있음을 고려하였으며 예비설문조사를 통 해 사전적으로 파악한 지불의사금액의 범위를 결과를 기반으로 제시금액의 범위를 상향
3. 변인설정
설문을 위한 응답자는 서울특별시 및 광역시에 거주하는 하는 20세 이 상 성인으로 설정하였으며, 응답자의 지불의사액을 파악하는 가운데 사 회경제적 특성을 파악하기 위해 설문과정에서 개인특성과 더불어 가구의 특성을 함께 기입하는 것으로 설문을 진행하였다. 설문을 통해 구축한 자료는 항의적 응답(protest response)을 제거하여5) 1,720개의 표본을 활 용하였으며, 이를 통해 <표 3-2>와 같은 내용의 변인을 구축하여 분석 에 적용하였다. 연령 변인은 평균 3.8로 나타나 연령대의 평균이 30대인 것을 알 수 있으며, 남성과 여성은 약 52:48의 비율을 보인다. 가족구성 원의 수의 평균은 약 3.53명의 수준을 보이며, 도시농업에 대한 여가가치 성 인식의 평균은 2.62로 나타났다. 도시농업에 대한 경험의 경우 52:48 의 비율을 보이는데, 도시농업의 경험자 수와 비경험자 수가 대체로 비 숫한 것은 층화표본추출법에 의존하여, 모집단을 경험집단과 비경험집단 으로 나누고 이들 각 집단 내에서 표본을 무작위로 추출하였기 때문이 다. 1:1의 정확한 비율 유지가 이루지지 않은 것은 결측치를 제거하는 과정에서 기인한다. 비경험집단의 경우 표본의 수는 834개이며, 경험집단 의 경우는 886개이다. 5) 항의적 응답은 대상 재화의 가치가 낮아 지불의사를 나타내는 것과는 구별되는 응답 으로, 공공재에 금액가치를 매기는 것을 비도덕적이라고 생각하거나 질문과정에서 기부 금을 조성하는 행위와 같은 지불의사를 유도하기 위한 시나리오를 거부하는 등의 요인 에 의해 발생한다. 항의적 응답을 분석에 포함하는 것은 문제점을 발생시킬 소지가 있으 며, 이를 자료에서 제거하는 것이 한 가지 대안 방법으로 여겨지고 있다(Halstead et al.,변인 평균 표준편차 최소 최대 연령 3.8419 1.2618 2 6 성별 (남성=1, 여성=0) 0.5221 0.4997 0 1 응답자의 가족구성원의 수 3.5291 1.0734 1 8 도시농업에 대한 여가가치성 부여도 (낮음=1, 보통=2, 높음=3) 2.6291 0.5270 1 3 도시농업의 경험 여부 (경험=1, 비경험=0) 0.5151 0.4999 0 1 집단별 변인 도시농업에 대한 여가가치성 부여도(낮음) 도시농업에 대한 여가가치성 부여도(보통) 도시농업에 대한 여가가치성 부여도(높음) 평균 표준편차 평균 표준편차 평균 표준편차 연령 3.6579 1.2142 3.6299 1.2771 3.9545 1.2422 성별 0.6579 0.4808 0.4715 0.4996 0.5429 0.4984 가족구성원수 3.4211 0.9482 3.5285 1.1234 3.5330 1.0522 경험 0.3421 0.4808 0.4484 0.4978 0.5545 0.4972 <표 3-2> 자료의 기술통계량
제 4 절 분석 결과
1. 기본모형 분석결과
본 절에서는 앞 절에서 언급한 변인들을 토대로 모형에 적용한 분석결 과를 살펴볼 것이다. 조건부가치측정법의 경우 실제추정에 있어 공변량 을 모형에 포함할 수도 있고 제외할 수 있다(권미수 외, 2004:74). 그러 나 본 연구는 단순히 도시농업의 가치만을 살펴보기 위한 것이 아니라 도시농업에 내재하는 여가성과 영향 요인들을 함께 논의하기 위한 것으 로 분석과정에 여러 독립변인들을 포함하였다. 이를 위한 모형의 적용에 앞서 변인들의 다중공선성(Multicollinearity)을 진단하였다. 종속변수의 변동을 설명하기 위하여 많은 독립변수들을 회귀모형에 포관계가 높은 변수들은 서로 공통적인 정보를 포함하고 있음을 의미하는 데, 이와 같이 독립변수들 사이에 강한 선형관계가 존재할 때 다중공선 성이 존재한다고 한다(송병호 외, 2000). 비확률변수간 선형관계로 정의 되는 다중공선성은 설명변수간 선형방정식으로 표현되는 회귀모형의 신 뢰도를 저하시키기 때문에 회귀모형의 구축과정에서 세심한 검토와 대응 이 이루어진다(류시균, 2008). 다중공선성 진단을 위한 방법으로 분산팽창지수(Variance Inflation Factor, VIF)와 공차한계(Tolerance)의 값을 측정하였다. 공차한계의 값 이 0.2보다 작을 경우 다중공선성의 영향을 의심할 필요가 있으며, 0.1보 다 작을 경우에는 공선성의 문제가 심각하게 나타난다고 볼 수 있으며, 분산팽창지수는 공차한계와 역(inverse)의 관계로서 5보다 클 경우 또는 10보다 클 경우가 이에 해당한다(Menard, 1995:66). 변인 분산팽창지수 공차한계 연령 1.02142 0.97903 성별 1.01230 0.98785 가족구성원의 수 1.01467 0.98554 여가가치성 1.02731 0.97342 경험 1.01660 0.98367 <표 3-3> 다중공선성 진단 이를 토대로 진단 결과를 살펴볼 때, 분석과정에서 사용되는 독립변인 들의 경우 분산팽창지수가 모두 5보다 낮은 값을 형성하고 공차한계의 값이 모두 0.2보다 높은 수치를 보이고 있어, 독립변인들의 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단되었다. 도시농업의 지불의사액을 추정을 위한 모형에 대한 결과는 <표 3-4> 에서 확인할 수 있다. 모형이 포함하는 변인들이 통계적으로 유의성을 확보하고 있어 지불의사와 관련하여 경향성을 가지고 있는 것으로 해석 할 수 있다. 여기서 제시금액에 해당하는 변인이 부(-)의 결과값으로 나
타난 것은 제시금액이 높아질수록 지불의사가 낮아짐을 의미하는 것으로 타당하다고 볼 수 있다. 다른 변인들은 살펴보면 여성보다는 남성인 경 우에 지불의사가 높은 것으로 나타났으며, 연령대가 증가할수록 그리고 가족구성원의 수가 많을수록 도시농업에 대한 지불의사를 나타냈다. 또 한 경험변인이 정(+)의 값을 가지는데, 이를 통해 도시농업 경험자의 경 우 비경험자에 비해 도시농업에 대한 가치를 높게 평가함을 알 수 있다. 주목해야할 부분은 도시농업에 대한 여가가치 부여수준에 따라 도시농업 에 대한 지불의사가 달라진다는 점이다. 분석결과와 같이 도시농업의 여 가가치성을 높게 인식할수록 지불의사가 높은 것을 알 수 있으며 다른 변인과 비교하여 상대적으로 추정계수의 값이 크게 나타나 지불의사에 많은 영향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 분석된 결과를 바탕으로 추정된 가구당 월평균 지불의사액은 5,398원 으로 나타났다. 이를 특별시·광역시의 가구수와의 곱을 통해 도시농업의 연간 편익으로 환산해보면 2010년 기준으로 5,225억원의 가치가 산출된 다.6) 변인 추정계수 표준오차 Z 값 상수 -1.0909*** 0.3004 -3.63 연령 0.0604* 0.0354 1.71 성별 0.2899*** 0.0888 3.26 가족구성원수 0.1004** 0.0419 2.39 여가성 0.7927*** 0.0870 9.11 경험 0.4586*** 0.0891 5.15 제시금액 -0.1688*** 0.0046 -36.56 로그우도 -2410.7059 Wald 통계량 143.08*** N 1,720 주: ***, **, * 은 각 1%, 5%, 10% 수준에서 통계적으로 유의함을 의미 <표 3-4> 기본모형 추정결과 6) 분석에 사용된 자료는 통계청에서 제공하는 2010년 인구총조사 자료이며, 가구수는 서울:3,577,497, 부산:1,251,756, 대구:873,934, 인천:929,489, 광주:518,742, 대전:536,297,
2. 여가성에 따른 도시농업의 가치변동성 추정
여가성의 수준에 따라 집단을 분류하기 위해서는 이러한 여가성의 차 이가 의미를 가지는지를 확인해볼 필요가 있다. 본 연구에서 나타나는 지불의사의 경우 연속적 변인이 아니므로 비모수적 검정 방식을 고려하 였으며, 분석 과정에서 세 개의 표본에서 위치모수(Location Parameter) 가 일치하는지를 살펴보기 위하여 크러스컬-월리스(Kruskal-Wallis) 검정을 수행하였다. 크러스컬-월리스 검정은 관측값 별 대응순위를 기반으로 한 분석이 이루어지며, 이를 통해 집단별 순위합과 순위합의 평균을 도출할 수 있다. 귀무가설은 여가성이 낮은 집단, 여가성이 보통인 집단, 여가성 이 높은 집단의 기대순위가 같음을 의미하며, 귀무가설이 옳을 경우 집 단별 기대순위가 거의 같게 나타나고, 그렇지 않을 경우 값이 달라짐을 예측할 수 있다. 크러스컬-월리스 검정결과는 <표 3-5>에서 확인할 수 있 다. 여가성 표본 순위합 기대값(H0) 표준편차(H0) 평균순위 낮음 38 18840 32699 2586.535 495.7895 보통 562 416460 483601 8253.459 741.032 높음 1120 1040000 963760 8386.837 932.8214 자유도 Pr > 105.1674 2 <.0001 <표 3-5> 크러스컬-월리스 검정결과 분석결과, 검정통계량이 0.01% 수준에서 유의성을 확보함에 따라 세 그룹 간에 위치 모수의 차가 존재한다고 판단할 수 있다. 즉, 여가성의 수준에 따라 나뉘어진 집단 간의 지불의사는 속성의 성격에 의존한 차이 가 드러남을 뜻한다. 기본모형의 분석결과와 집단 간의 분산분석을 통해 도시농업의 여가성을 낮게 부여하는 사람들과 여가성을 높게 부여하는 사람들 간에 지불의 사의 차이가 존재함을 살펴볼 수 있었다. 이를 통해 여가성을 낮게 인식 하던 수준에서 높게 인식하게 될 경우, 응답자의 도시농업에 대한 지불 의사액의 또한 변화가 일어날 수 있음을 유추할 수 있다. 즉, 여가성에 대한 인식의 변화에 의해 도시농업의 가치에 대한 제고가 일어날 수 있 다는 의미이다. 본 연구에서 여가성에 의해 나타나는 도시농업의 가치 변화는 2절에서 언급한 것 같이 두 가지 형태의 모형 적용을 통해 파악하였으며, 모형1 의 적용결과는 <표 3-6>과 같이 나타난다. 기본모형에서 도출된 추정치 를 바탕으로 조건별 대입에 의한 여가성의 수준별 지불의사액을 계산하 면 낮은 여가성의 경우 2,797원, 보통의 여가성의 경우 4,311원, 높은 여 가성의 경우 6,073원이 산출된다. 이를 통해 다른 조건이 일정하다는 가 정 아래, 여가성에 대한 인식이 달라질 경우의 변화치를 살펴봄으로써 여가성에 따른 가치 변화를 추정할 수 있게 된다. 분석결과를 토대로 지 불의사액의 변화분을 산출하면 여가성을 낮게 인식할 경우에서 높게 인 식하는 경우로 바뀔 때, 약 3,276원이 상승함을 알 수 있다. 조건별 대입치 WTP 조건변화 가치변화 낮음 1 2,797 저->중 1,514 보통 2 4,311 중->고 1,762 높음 3 6,073 저->고 3,276 <표 3-6> 모형1에 의한 WTP 및 가치변화 산출결과 모형2의 적용을 위해 여가성의 수준에 따라 저, 중, 고로 구분하고 집 단을 분류하여 각 집단별 지불의사를 추정하였다. 추정결과는 <표 3-7> 에서 확인할 수 있다. 여가성이 낮은 집단과 보통인 집단의 경우 경험변 인과 제시금액이 통계적 유의성을 확보하였으며, 여가성이 높은 집단은 모든 변인에서 통계적 유의성을 확보하였음을 알 수 있다. 통계적 유의 성이 확보되지 않은 현상은 표본의 수가 적음에서 기인하는 것으로 판단 된다. 표본의 수가 많은 여가성이 높은 집단의 경우 통계적 유의성이 확
보된 변인이 상대적으로 많음을 알 수 있다. 통계적 유의성이 확보된 변 인만을 살펴볼 경우, 각 집단의 추정계수 부호의 방향이 일치하며, 변인 의 부호는 기본모형과 동일함을 알 수 있다. 변인 추정계수 여가성 저(∆) 여가성 중(∆) 여가성 고(∆) 연령 -0.2245 0.0248 0.0853* 성별 -0.3291 0.2006 0.3570*** 가족구성원수 -0.0341 0.1056 0.1019* 경험 1.8767** 0.3581** 0.4855*** 상수 0.5043 0.7731** 1.1119*** 제시금액 -0.2310*** -0.1688*** -0.1687*** 로그우도 -23.1740 -779.4213 -1601.5534 Wald 통계 4.78 9.63** 38.20*** 주: ***, **, * 은 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 의미 <표 3-7> 집단구분에 의한 지불의사 추정결과 각 집단의 지불의사를 토대로 집단별 지불의사액을 산출하면 여가성이 낮은 집단인 경우 1,296원, 여가성이 보통 집단인 경우 4,358원, 여가성이 높은 집단인 경우 6,102원의 지불의사를 나타낸 것을 확인할 수 있다. 집단의 여가성 WTP 조건변화 가치변화 낮음 1,296 저->중 3,062 보통 4,358 중->고 1,744 높음 6,102 저->고 4,806 <표 3-8> 모형2에 의한 WTP 및 가치변화 산출결과
제 5 절 소결
본 연구에서는 도시농업의 가치를 추정하는 가운데 가치변동성을 고결과를 바탕으로 모형별 지불의사액을 정리하면 <표 3-7>과 같다. 도 시농업의 기본적인 가치 추정을 위한 기본모형의 지불의사액은 5,398원 으로 나타났으며, 여가성 수준에 따라 도시농업의 가치변화를 파악한 결과는 모형에 따라 다소 차이를 보였다. 여가성 별 WTP 가치변화 (여가성 저->고) 낮음 보통 높음 모형1 2,797 4,311 6,073 3,276 모형2 1,296 4,358 6,102 4,806 <표 3-9> 도시농업의 가치변화 분석결과 여가성을 낮게 인식하는 사람이 도시농업의 여가성을 높게 인식할 경 우, 그에 대한 효용이 증가하게 되며, 이에 따라 체감 편익도 늘어나게 된다. <표 3-7>에서 확인할 수 있는 것처럼 여가성의 제고를 가져올 경우 3,276원 ~ 4,806원의 가치 상승을 유발할 수 있게 된다. 따라서 도 시농업을 육성하려는 정책을 시행하려는 경우, 도시농업의 여가성을 홍 보하는 것이 전략적으로 바람직할 수 있다. 사람들로 하여금 도시농업 의 여가성을 인식할 수 있게 조성하면 도시농업의 가치도 상승하여 장 기적으로 도시농업의 활성화에 긍정적인 기여를 가져올 수 있을 것으 로 판단된다. 도출된 도시농업의 지불의사액 변화분에 특별시·광역시의 가구수를 곱할 경우 도시농업의 가치변화를 추정할 수 있다. 여가성을 높게 인식 하지 않는 집단의 도시농업에 대한 편익은 2010년 기준으로 약 1,100억 원의 가치를 가지는 것으로 판단되며, 여가성을 높게 인식함으로의 전 환을 통해 최대 832억 원의 가치 상승이 예측된다.7) 본 연구의 분석결과가 일반적인 시간의 흐름에 따른 가치변동성이 아 닌 사건의 발생이라는 조건성을 수반하는 바, 가치변동성의 한 가지 측 7) 가구의 비율은 표본의 비율과 동일하게 유지하였으며, 여가성을 낮게 인식하는 사람 이 높게 인식하고, 여가성을 보통으로 인식하는 사람이 높게 인식하게 되는 경우를
면에만 초점을 맞추었다는 데에서 한계를 가진다. 향후 연구에서 도시 농업의 여가성과 관련한 인식의 흐름 또는 변화 추세를 파악할 수 있 다면, 인위적인 여가성 부여를 가정한 가치변동성 예측이 아닌, 자연적 인 시간 흐름에 따른 가치변동성 분석이 가능하게 될 것이다. 그러나 이 같은 한계점에도 불구하고 도시농업의 여가성에 대한 인식 을 변화할 수 있으면, 가치의 변화 또한 이끌어낼 수 있다는 측면에서 시사점을 가진다. 또한 본 연구가 지불의사의 가치변동성을 고려한 진 화적 분석의 시발점을 마련했다는 점에서 의의를 가진다. 실제로 도시 농업 뿐만 아니라 다른 연구대상으로 시야를 확대시켜 보아도 가치의 변동성 추정을 위한 연구는 아직 시행단계에 머물러 있는 실정이다. 본 연구의 연구결과가 가치변동성 관련 논의 발전에 기여할 수 있길 바라 며, 국내 도시농업의 가치추정에 대한 연구의 밑바탕이 되고, 도시농업 의 활성화에 도움이 되길 희망한다.
제 4 장 도시농업활동시간
제 1 절 연구의 배경
우리나라는 고도의 경제성장으로 인하여 노동시간은 감소하고 여가시 간이 증가하는 현상이 두드러지게 나타나고 있으며 이렇게 증가된 여가 시간으로 인하여 국민들의 관심은 자신의 증가된 여가시간을 어떻게 활 용할 것인가에 집중되기 시작하였다(황선환 외, 2011). 특히 도시 내에서 이러한 현상은 농업 가치의 재조명과 부합하면서 도시농업으로의 참여로 이어졌다. 농촌농업과 구별되는 도시농업의 특성이 취미농업임을 상기할 때, 도시농업을 하는 주된 이유를 경제적인 이익의 창출보다는 활동을 하면서 얻을 수 있는 즐거움에서 찾을 있으며, 이 같은 내용을 통해 도 시농업에 대한 활동의 참여가 도시농업의 내재적 속성인 여가성과 상응 함을 예측할 수 있다. 도시농업의 육성이 구축을 통해 일회적 개선효과를 획득하는 물리적 인 사업이 아니라 활동을 수반하는 사회적 사업이며, 사람들의 일시적이 아닌 지속적인 참여를 요구한다는 점을 통해, 도시농업에 대한 접근은 이용자의 선호와 수요 충족이라는 요소에 입각하여 이루어져야할 필요성 이 존재함을 생각해볼 수 있다. 이 같은 측면에서 도시농업 참여에 영향 을 미치는 요인을 분석하는 것은 수요자를 고려하는 정책적 접근의 방향 과 맞물려 도시농업의 활성화에 기여하는 부분으로 작용할 수 있다는 점 에서 의의를 가진다. 여가활동 참여에 영향을 미치는 요인으로 연령, 성별, 가족주기, 교육 수준 등의 개인적 요인과 수입, 사회적 지위 등의 사회적․상황적 요인, 시설 및 자원의 이용가능성, 정책, 서비스․관리 등의 기회적 요인, 여가 동기, 여가태도, 여가기능 등의 내적인 요인이 고려되는 것을(윤설민 외, 2009) 생각해볼 때, 도시농업 참여에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위 해서는 이 같은 부분을 포함하는 분석이 수행되어야하며, 또한 여가성과더불어 도시농업의 주요 활동집단 또는 잠재적 수요집단의 특성을 파악 한다면 도시농업의 육성을 위한 방안을 전략적으로 가져갈 수 있을 것으 로 기대된다. 이에 따라 본 연구에서는 도시농업에 대한 여가가치를 높 게 평가하는 사람과 그렇지 않은 사람들을 구분하고, 각 집단이 영위하 는 도시농업활동시간의 추정을 통해 도시농업활동에 영향을 주는 요인을 살펴보고자 한다. 농업은 인류에 있어 오랜 기간에 걸쳐 성행되었던 산업으로, 농업의 시간을 추정하는 연구 또한 일찍부터 존재해왔다. 이와 같은 연구들은 대체적으로 두 가지 관점을 가지는데, 하나는 산업의 노동량(Labor) 분 석을 통한 생산의 효율성을 다루며, 다른 하나는 차별성의 이슈를 함의 한다. Dixon(1982)은 개발도상국 내에서 여성들의 노동시간이 여러 통계 나 분석결과에서 배제되었음을 언급하며, 농업과 관련하여 여성들의 노 동시간을 포함하여 노동력을 산정하는 연구를 수행하였다. Deere, C. D.(1982)는 페루 농업부문에서 여성들이 실제로 수행하는 농업시간과 그 것의 가족노동량에서 차지하는 비율을 제시하면서 여성 노동량의 중요성 을 주목하였다. Jacoby(1991)는 페루의 고산지대를 대상으로 여성과 남 성을 구분하여 농업을 생산성을 추정하는 가운데 양자 간의 농업형태와 시간을 비교하였다. 유소이 외(2003)는 대체비용, 기회비용, shadow wage를 이용하여 여성농업인의 노동시간에 따른 노동가치를 평가하고, 여성농업인의 농업노동과 가사노동이 국민경제에 미치는 효과를 분석하 였다. 본 연구와 관련된 선택모형을 중심으로 연구를 살펴보면, 농업활동시 간을 분석한 연구는 없으나, 농업의 다른 속성을 파악하는 연구들은 다 수 있음을 확인할 수 있다. Richards(2000)는 캘리포니아 포도 재배자들 의 보험 범위에 대한 선택을 기반으로 작물의 보험에 대한 수요를 추정 하였다. Moore et al.(1994)은 관개지 결정을 기반으로 하여 물의 사용량 에 영향을 미치는 요인들을 살펴보면서, 생산자의 결정 요인 역할을 하 는 물 가격 형성의 중요성을 주목하였다. 유승주 외(2006)는 정보화를
선택변인으로 하여 농가소득 증대에 미치는 영향을 분석하였으며, 분석 결과에 따라 농업소득 향상을 위해 정보화 수준을 높일 것을 주장하였 다. 본 장에서는 최근에 조명되고 있는 도시농업이라는 이슈와 함께 기존 의 연구에서 다루지 않았던 여가성을 중심으로 도시농업의 활동시간에 대한 분석을 진행하여 연구의 차별성을 가지고자 한다.
제 2 절 분석 모형
본 연구에서는 헤크만선택모형(Heckman Selection Model)을 통해 도 시농업활동시간에 관한 분석을 수행하였다. 먼저 도시농업에 대한 여가 가치부여 여부에 영향을 미치는 요인들을 살펴보았다. 이 경우 어떠한 특성을 가지는 사람이 도시농업에 여가성을 인식하는지 알 수 있어 여가 성과 관련한 개인특성을 파악하기에 용이하다(이은우, 2009). 다음으로 도시농업에 여가가치를 부여한 응답자를 대상으로 실제 도시농업활동시 간에 영향을 미치는 요인들을 분석하였으며, 헤크만 선택모형을 적용하 였다. 도시농업활동시간을 분석하는 과정에서 도시농업에 여가가치 부여 자와 미부여자로 나누어지는데, 여가성 변인의 적극성과 관련된 내생성 문제 때문에 이미 적극성을 가졌다고 판단되는 여가가치부여자만을 분석 한다면 표본추출에 편의가 생기게 된다(홍은파, 2010). 헤크만 선택모형 은 표본선택으로 인한 편의를 해결하기 위한 추정모형으로, 이와 같은 모형을 활용할 경우 도시농업의 여가성과 관련된 선택편의를 보정하여 분석할 수 있다는 장점이 있다. 우선 선택모형을 적용하기 위해 변인의 정의와 함께 식(1)과 같이 구 성할 수 있다. 는 도시농업에 대한 여가가치부여 여부이며, 는 도 시농업활동시간이다. 와 는 관련된 독립변인으로 각각 이루어진다. 는 선택이 적용된 를 결정하며, 는 주어진 선택 하에서 관찰되는
의 수준을 결정한다. 잠재변인(latent variables): 관찰변인(observed variables): i f i f ≤ i f i f ≤ (1) 여가가치부여 여부를 종속변인으로 하는 프로빗(Probit) 분석을 통해 여가가치미부여자들에 대한 정보를 간직한 보정변인 를 다음과 같이 구할 수 있다(이성우 외, 2006). 여기서 ·는 표준확률밀도함수 (standard p.d.f.)이며, ·는 그 누적분포함수(c.d.f.)이다. (2) 는 인 경우에만 관찰되며, 추정과정은 이때의 조건부기대값 을 통해 이루어진다(Ryu, 1996). 식(2)를 만족하는 상태에서 도시농업활 동시간에 대한 기댓값을 식(3)과 같이 나타낼 수 있으며, 분산은 식(4)와 같이 나타낼 수 있다.
(3)
(4) 식(3)과 (4)를 통해 회귀식은 다음과 같이 나타낼 수 있으며, 오차에 대한 분포 또한 정리된다. , ∼ where (5) 보정변인 의 추정치 를 적용한 후, 선택된 응답자만으로 한정하여 다음의 식과 같이 나타냄으로써 헤크만 선택모형의 추정과정은 마무리된다. , where , (6)
제 3 절 분석 자료
본 연구에서는 설문조사를 통해 자료를 구축하였고, 설문은 광역시와 서울특별시를 포함하여 7개의 도시에서 진행되었다. 설문에 대한 응답자 는 20세 이상의 성인남녀를 대상으로 하였으며, 결측치를 제거하여 2,177 개의 표본을 분석하였다.8) 헤크만 선택모형을 적용하기 위해 1단계에서는 도시농업에 대한 여가 가치부여 여부를 종속변인으로 파악하고, 2단계에서는 여가가치부여 여 부를 보정하여 도시농업활동시간과 도시농업활동시간에 영향을 미치는 요인들을 분석하고자 하였다. 분석을 위한 변인에 대한 내용은 <표 4-1>과 같다. 8) 본 장의 연구에서 자료로 활용되는 설문은 2장에서 언급한 설문과 동일한 설문 을 바탕으로 한다. 다만, 본 장의 연구 과정에서는 항의적 응답을 제거할 필요가 없으므변인 내용 종속변인 여가가치부여 여가가치부여=1, 여가가치미부여=0 도시농업활동시간 주간 도시농업활동시간 해당사항없음=0, 1시간 미만=1, 1시간~2시간 미만=2, 2시간~3시간 미만=3, … 14시간~15시간 미만=15, 15시간 이상=16 독립변인 연령 연령 성별 남성=1, 여성=0 가족 유무 가족이 있음=1, 없음=0 가족구성원수 교육연수 초졸=6, 중졸=9, 고졸=12, 대졸=16, 대학원 재학 이상=18 월소득 가구의 소득 0~100만원 : 1 100~200만원 : 2 200~300만원 : 3 300~400만원 : 4 400~500만원 : 5 500~600만원 : 6 600만원 이상 : 7 직업 유무 취직=1, 무직=0 자가 여부 자가=1, 차가=0 은퇴 여부 은퇴=1, 은퇴 아님=0 관심도 도시농업에 대한 관심도 (낮음=1, 보통=2, 높음=3) 환경건강가치 도시농업의 환경・건강가치부여 (낮음=1, 보통=2, 높음=3) 경험 도시근교에서의 농작 경험 (있음=1, 없음=0) <표 4-1> 변인설명
