Ⅰ. 서 론
1. 연구의 배경
이동은 오랜 과거인 석기시대부터 행해져 온 인간의 생존, 그리고 그 과정을 온전히 표현하는 삶의 방식 이라 해도 과언이 아닐 것이다. 인간의 모든 이동에서 비롯되는 교통은 누구에게나 동등하게, 차별없이 제공 되어야 하며, 비장애인에게 이동의 자유가 방해받지 않을 것이 부각되었다면, 교통약자의 이동권의 보장은 곧 인간다운 생활을 할 수 있는 중요한 기초가 된다(Roh, 2020).
교통약자의 이동편의 증진법 제2조 1호에서 제시하듯 장애인을 비롯하여 고령자, 임산부, 영유아 동반자, 어린이 등 일상생활에서 이동에 불편을 느끼는 사람을 교통약자로 규정하고, 교통약자의 이동권 보장 및 증 진을 위하여 교통수단, 여객시설, 보행환경 등의 개선을 통해 모두가 동등한 권리를 가질 수 있도록 다양한 정책들이 시행되고 있다. 하지만 광역 대중교통 관점에서 바라본 교통약자의 이동권은 아직 나아가야 할 길 이 멀다. 현재 대부분의 신도시 지역은 도시철도 노선이 부족하고, 고상버스 중심의 광역교통망 확충으로 교 통약자의 사회·경제활동을 위한 지역 간 이동에 제약이 발생하고 있는 실정이다. 현재 휠체어 사용자가 이용 가능한 버스의 종류는 저상 시내버스와 2층 저상 좌석버스가 운영 중이며, 중·장거리 지역 간 이동을 위한 휠체어 리프트 탑승 가능 고속·시외버스가 일부 도입되었으나 자동차 전용도로 주행이 가능한 도시광역권 간 교통수단은 2층 저상 좌석버스로 한정되어 있다. 현재 2층 저상 좌석버스의 증차가 꾸준히 이루어지고 있 으나 시내 저상버스보다 차량 단가가 높고 차체 제원 등의 문제로 보급 확대에 어려움이 있는 상황이다.
이에 국토교통부에서는 2022년 9월『제4차 교통약자 이동편의 증진계획(2022~2026)』을 통해 저상버스의 도입 의무화 및 확대를 발표하였으며, 2027년까지 자동차 전용도로에서 운행이 가능한 버스의 표준모델 개 발 및 시범 운영을 추진하고 있다. 표준모델 개발 대상은 광역버스, 일반 좌석형버스와 농어촌버스이며, 2027년부터 저상 좌석버스 도입이 의무화되는 경우 연평균 362대, 5년간 총 1,810대의 저상 좌석버스가 도입 될 것으로 예상된다(National Federation of Bus Transport Companies, 2022).
2. 연구의 목적
저상 좌석버스의 도입으로 사회·경제적 측면에서 다양한 편익이 발생하는데, 본 연구에서는 저상 좌석버 스 이용에 대한 의식조사를 통해 저상 좌석버스의 도입으로 발생하는 교통약자 이동권 확대, 편의성 증대 등 에 따른 가치를 추정하였다. 전국의 일반인과 장애인을 제외한 교통약자를 대상으로 진행하였으며, 조건부가 치측정법을 통해 지불의사금액(Willing to Pay)을 추정하였다. 또한 추정된 지불의사금액을 활용한 편익 산출 을 통해 사업의 필요성 및 당위성을 뒷받침하고 도입 효과를 추정할 수 있는 정량적인 편익 분석의 기초자 료로 활용하고자 한다.
Ⅱ. 연구 방법 및 관련 연구 고찰
1. 조건부가치측정법(Contingent Valuation Method)
저상 좌석버스의 도입은 교통약자의 이동권을 확대하고 국민들에게 편리한 대중교통 서비스를 제공한다 는 점에서 비시장재(non-marketed goods)의 성격으로, 비시장재 가치 평가기법을 통하여 경제적 가치를 추정 하였다. 비시장재의 가치를 측정하는 기법으로는 크게 RP 기법(RP : Revealed Preference Method, 현시선호 법), SP 기법(SP: Stated Preference Method, 진술선호법), BT 기법(BT: Benefit Transfer Method, 편익이전기법) 으로 구분된다. 본 연구에서는 저상 좌석버스의 도입으로 발생할 수 있는 총 경제적 가치 중 사용 가치(이동 권 확대, 편의성 증대 등)에 초점을 두고 진행하였으며, 사용가치에 대한 평가가 가능한 SP 기법 중 가장 널 리 쓰이는 조건부가치측정법(Contingent Valuation Method)을 활용하였다.
조건부가치측정법이란 공공재의 이용과 관련된 의사결정을 해야 할 가상적인 시나리오를 설정한 후 이런 상황 안에서 각 개인이 어떤 선택을 할 것인지 설문조사한 결과를 분석함으로써 가치를 평가하는 방법 중 하나로 공공재의 예비타당성조사에서 가치측정방법론으로 활용되고 있다(Korea Development Institute, 2012). 조건부가치측정법에서 주로 사용되는 지불의사 유도방법에는 입찰게임(bidding game), 개방형 질문(open ended), 지불카드(payment card), 양분선택형 질문(dichotomous choice)이 있으며, 본 연구에서는 개방형과 양분 선택형 질문방식을 채택했다.
2. 지불의사모형
본 연구에서는 지불의사금액 추정을 위해 제시된 금액(반응변수)에 대하여 이분형(예(1), 아니오(0)) 응답 에 대한 분석이 가능한 로지스틱회귀분석모형(Logistic Regression Model) 중 하나인 이항로짓모형(Binary Logit Model)을 활용하였다.
여기서,
모형의 설명변수(xi )의 효과에 대한 유의성 검증을 위하여 가설을 으로 설정하였 다. 추정된 계수를 표준오차로 나눈 통계치를 제곱하며, 이 값은 자유도가 1인 카이제곱분포를 갖는 왈드 통 계량(Wald Chi-Square) 값이다.
여기서,
3. 관련 연구 고찰
Kim et al.(2018)은 수도권 마을버스 이용자를 대상으로 이분양분선택형 질문을 통해 기존 마을버스를 중 형 저상 전기버스로 교체했을 때의 추가 요금 지불의사를 추정하였다. 척도모수인 상수항과 제시금액으로 지불의사금액 추정모형을 구축하였으며, 그 결과 평균 지불의사금액은 51.4(원/회·인)으로 나타났다. 또한, 마 을버스 이용객 자료를 활용하여 도입효과를 분석한 결과 2014년 기준 평일 약 5천만원, 주말 약 4천만원으로 추정되었다. Ko et al.(2018)는 도시철도시설에 설치된 계단과 에스컬레이터에 대한 선호도와 계단 높이에 따 른 에스컬레이터 설치 요구 정도를 확인하고 개방형 질문법을 통해 지불의사를 추정하였다. 다중로지스틱모 형을 기반으로 분석한 결과 지불의사금액은 34.37원으로 추정되었다. Lee(2015)는 이중양분선택형 질문을 통 해 보행환경개선 사업을 위한 추가 지방세(주민세) 지불 의사를 추정하였다. 지불의사금액 추정에는 다중로 지스틱모형을 적용하였다. 그 결과 약 2,183원으로 도출되었으며, 보행 만족도가 낮고 소득수준이 높을수록 지불의사금액이 많은 것으로 나타났다. Kim et al.(2023)은 스마트가로등 도입 시 예상되는 기대효과를 조건 부가치측정법을 통해 최대 지불의사금액을 추정하였다. 그 결과 평균 지불의사금액은 7,713원이며, 실제 운 전자의 연령별 비율을 고려하여 가중치를 적용한 연령별 지불의사금액은 7,876원으로 나타났다. 또한, 연간 총 경제적 편익은 2021년 기준 약 1,540억 원으로 추정되었다. Kim and Jin(2020)은 남북·대륙철도 연결에 따 른 간접적인 파급효과를 조건부가치측정법으로 지역경제 개발, 사회문화적 측면의 편익을 산출하였다. 이중 양분선택형 질문을 통한 지불의사금액 추정 결과 가구당 약 13,824원으로 도출되었으며, 국내 총 가구로 확 장 시 약 2,719억 원의 편익이 발생하는 것으로 나타났다. Moon et al.(2021)은 개방형 조건부 가치측정법 방 식을 통해 수도권 광역버스의 차내 혼잡 완화 수준에 따른 경제적 가치를 추정하였으며, 가치 추정에는 Tobit 모형을 사용하였다. 그 결과 차내 혼잡도 완화에 따른 평균 가치는 약 173원으로 나타났고, 평균 입석 자 감소 수가 14.5명을 기준으로 입석자 1명이 감소할 때마다 이용자가 체감하는 가치는 약 12.1원/명인 것 으로 나타났다.
Ⅲ. 자료 수집 및 분석
1. 설문조사 설계
저상 좌석버스 의식조사의 문항은 응답자의 사회경제적 특성, 버스의 이용행태 및 만족도, 이동권 정책에 대한 인식, 제시금액에 대한 지불의사로 구성하였다. 전국의 일반인과 교통약자를 대상으로 인터넷 조사를 통해 진행하였으며, 장애인은 저상 좌석버스의 직접적인 수혜자로 추가 지불 요금에 대한 지불의사가 과추 정될 것을 고려하여 제외하였다. 설문대상 인원은 지역별로 교통약자의 인구(비율)를 고려하였으며 영유아 동반자와 임산부의 경우 조사가 가능한 응답자 풀(pool)의 한계로 설문 진행에 어려움이 있어 비율 조정을 통해 선정하였다. 선정 결과 총 2,145명으로 고령자 1,425명, 영유아 동반자 300명, 일반인 300명, 임산부 120 명으로 구성되었다.
응답자의 지불수단으로는 버스 이용요금(성인/카드)에 따른 추가 운임으로 설정하였으며, 제시금액의 경우 기존 연구(Kim et al., 2018)에서 제시한 추가 지불의사금액의 마을버스 요금 인상률을 고려하여 제시금액을 각각 100원, 200원, 300원으로 설정하였다. 다만, 전국 대상버스의 요금체계가 지역별로 1,150원에서 2,800원 까지 다양하게 분포되어 있어 지역마다 응답자가 체감하는 버스 요금 인상률이 다르기에 설문지에 지역별 대상버스의 기본요금을 제시하여 응답자들이 보다 현실적으로 응답할 수 있도록 하였다.
지불의사금액을 묻는 방식은 단일양분선택형 질문을 먼저 제시한 후 추가적인 개방형 질문과 캐어묻기 (debriefing or probing) 질문을 통해 지불의사가 없는 응답자(WTP=0)와 지불의사는 있으나 제시금액보다 적은 지불의사금액을 가진 응답자(제시금액>WTP>0)를 식별하였다.
2. 조사결과
1) 기초통계분석
응답자의 성별은 남성 1,062명(49.5%), 여성 1,083명(50.5%)으로 비슷한 비율로 구성되어 성별에 대한 편중 은 없으며, 연령대의 경우 65세 미만이 720명(33.6%), 65세 이상(고령자)이 1,425명(66.4%)으로 나타났다. 이 러한 이유로 교통약자 유형 또한 고령자의 비율이 가장 높았다.
자가용 소유여부에 대해서는 1,064명(49.6%)이 소유했다고 응답했으며, 보행 시에 불편을 겪는 응답자는 773명(36.0%)으로 신체적인 불편함 또는 유모차 등의 이유로 보행에 어려움을 겪는 것으로 확인되었다. 월 평균 개인소득(세금 공제 후)의 경우 ‘월 150만원 미만’이 1,212명(56.5%)으로 가장 큰 비율을 차지했으며, ‘월 150~200만원 미만’이 315명(14.7%)으로 그 뒤를 이었다. 월 평균 대중교통 요금의 경우 ‘월 2만원 미만’ 이 837명(39.0%)으로 가장 높은 응답률을 보였으며, ‘무임(경로, 우대자)’이 579명(27.0%)으로 그 뒤를 이었다. 이는 응답자 유형 중 지하철 요금이 면제되는 만 65세 이상(고령자)의 비중이 높아 나타난 결과로 분석된다.
<Table 1>
Survey result of socioeconomic characteristic
| Total | 2,145 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Classification | Number of samples | Ratio | Classification | Number of samples | Ratio | ||
| Gender | Male | 1,062 | 49.5% | People who have discomfort when walking | Yes | 773 | 36.0% |
| Female | 1,083 | 50.5% | |||||
| No | 1,372 | 64.0% | |||||
| Age | 20’s | 190 | 8.9% | ||||
| 30’s | 220 | 10.3% | Average monthly income (KRW) | Less than 1.5 million | 1,212 | 56.5% | |
| 40’s | 190 | 8.9% | 1.5 to 1.99 million | 315 | 14.7% | ||
| 50’s | 60 | 2.8% | 2.0 to 2.99 million | 275 | 12.8% | ||
| 60 to64 | 60 | 2.8% | 3.0 to 4.99 million | 239 | 11.1% | ||
| 65 to69 | 639 | 29.8% | 5.0 to 9.99 million | 92 | 4.3% | ||
| 70’s | 611 | 28.5% | More than 10 million | 12 | 0.6% | ||
| More than 80’s | 175 | 8.2% | Average Monthly charge public transit (KRW) | Free (person of national merit, senior) | 579 | 27.0% | |
| Disabled passengers | Not applicable | 300 | 14.0% | ||||
| The elderly | 1,425 | 66.4% | |||||
| Less than 20 thousand | 837 | 39.0% | |||||
| Pregnant woman | 120 | 5.6% | |||||
| Accompanying infant | 300 | 14.0% | 20 to 39 thousand | 294 | 13.7% | ||
| 40 to 59 thousand | 218 | 10.2% | |||||
| Car ownership status | Yes | 1,064 | 49.6% | 60 to 79 thousand | 95 | 4.4% | |
| No | 1,081 | 50.4% | More than 80 thousand | 122 | 5.7% | ||
2) 버스 이용행태
현재 운행되고 있는 일반 저상 시내버스를 이용한 경험이 있는 응답자는 1,037명(48.3%)으로 나타났으며, 이용비율이 가장 높은 유형은 영유아 동반자로 300명 중 227명(75.7%)이 이용해 본 경험이 있다고 응답하였 다. 최근 한 달 기준으로 대상버스를 이용해본 응답자는 전체 응답자 2,145명 중 760명(35.4%)이 이용해본 경 험이 있다고 응답했으며, 1,385명(64.6%)은 이용해본 경험이 없는 것으로 나타났다. 대상버스 이용 경험이 있 는 응답자에 한하여 만족도를 조사한 결과 보통 이상에 만족한 응답자가 672명(88.4%)으로 대체로 높은 것 으로 나타났다.
<Table 2>
Survey result of behavioral patterns for Buses
| Classification | Number of samples | Ratio | ||
|---|---|---|---|---|
| Total respondent | 2,145 | - | ||
| Experience using low-floor buses | 1,037 | - | ||
| Experience using target buses | 760 | - | ||
| Experience using a target buses | Customer satisfaction of low-floor buses | 1 (Not Satisfying at all) | 5 | 0.7% |
| 2 | 5 | 0.7% | ||
| 3 | 23 | 3.0% | ||
| 4 | 55 | 7.2% | ||
| 5 (Neutral) | 284 | 37.4% | ||
| 6 | 102 | 13.4% | ||
| 7 | 155 | 20.4% | ||
| 8 | 70 | 9.2% | ||
| 9 (Very Satisfying) | 61 | 8.0% | ||
| Total | 760 | 100.0% | ||
3) 교통약자 이동권 정책(ex. Barrier-free)에 대한 인식
교통약자의 이동권 증진을 위한 물리적·제도적 장벽을 허무는 운동 및 정책을 의미하는 ‘Barrier-free(배리 어-프리)’에 대한 인식 조사결과, 2,049명(95.5%)이 찬성에 응답하여 교통약자 정책에 대해 응답자 대부분이 긍정적인 인식을 가지고 있는 것으로 조사되었다.
<Table 3>
Survey result of consent to transportation equity policy
| Classification | Number of samples | Ratio | |
|---|---|---|---|
| Consent to transportation equity policy | Yes | 2,049 | 95.5% |
| No | 96 | 4.5% | |
4) 지불의사 응답분포
전체 응답자 2,145명 중 제시한 금액에 대하여 지불의사가 있는 응답자는 1,249명(58.2%)으로 나타났으며, 제시금액이 증가함에 따라 지불의사가 있다는 비율이 낮아지는 추세가 나타나는 것으로 보아, 수요이론에 적합한 것으로 판단된다. 또한, 캐어묻기 질문을 통하여 지불의사가 없는 응답자(WTP=0)와 지불의사는 있으 나 제시금액보다 적은 응답자(제시금액>WTP>0)를 식별한 결과 각각 826명(38.5%), 71명(3.3%)으로 나타났으 며, 제시금액이 증가할수록 지불 거부 응답 비율이 증가하였다. 지불거부 응답 비율이 가장 높은 응답자 유 형은 고령자로 지불의사가 없는 응답자 826명 중 617명(74.8%)으로 나타났으며, 영유아 94명(11.4%), 일반인 85명(10.3%), 임산부 30명(3.6%) 순으로 나타났다.
<Table 4>
Survey result of willingness to pay
| Bid(KRW) | Yes | No | No-Yes | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Number of samples | Ratio | Number of samples | Ratio | Number of samples | Ratio | |
| 100 | 422 | 33.8% | 277 | 33.5% | 7 | 9.9% |
| 200 | 422 | 33.8% | 216 | 26.2% | 30 | 42.3% |
| 300 | 404 | 32.4% | 333 | 40.4% | 34 | 47.9% |
| Total | 1,248 | 100.0% | 826 | 100.0% | 71 | 100.0% |
지불의사가 없는 응답자(WTP=0) 826명의 주된 이유로는 ‘저상 좌석버스 도입은 필요하나, 추가적인 요금 지불 의사는 없음’에 응답한 인원이 449명(54.4%)으로 가장 많은 비율을 차지했으며, ‘지불할 만한 경제적 여 유가 없음’이 184명(22.3%)으로 나타났다. 기타 사유로서는 ‘저상버스의 불편함으로 인한 이용 의사 없음’이 대부분의 응답을 차지했다.
<Table 5>
Reason for objecting to additional willingness to pay
| Classification | Number of samples | Ratio | |
|---|---|---|---|
| Total respondent | 2,145 | - | |
| Protest respondent (WTP=0) | 826 | 100.0% | |
| Resistance responses | The introduction of low-floor bus is not needed | 61 | 7.4% |
| Already paying enough bus fare | 449 | 54.4% | |
| Unable t opay | 184 | 22.3% | |
| There is not enough information to judge | 104 | 12.6% | |
| Etc. | 28 | 3.4% | |
Ⅳ. 모형 추정
1. 변수 선정
저상 좌석버스 도입에 대한 지불의사모형은 응답자 유형에 따른 지불의사에 미치는 요인과 지불의사금액 을 파악하고자 일반인과 교통약자, 2가지 유형으로 나누어 추정하였다. 첫 단계로 지불의사(예, 아니오)에 대 한 설명력을 가진 변수들을 선정하였다. 먼저 ‘대상버스 이용횟수’와 ‘대상버스에 대한 만족도’의 경우 최근 한달 간 대상버스를 이용한 경험이 있는 응답자만 응답하는 추가문항으로 표본 전체를 설명하기에는 어려움 이 있어 제외하였다.
다음은 VIF(Variation inflation Factor)와 AIC(Akaike Information Criterion)를 활용하였다. 다중공선성을 진단 하는 방법 중 가장 많이 사용되고 있는 VIF는 상관성이 높은 변수가 추가되었을 때 계수의 분산이 커지는 정도를 측정하는 방법이며, 한 변수의 VIF가 10을 초과하면 하나의 설명변수에 대한 분산의 90%가 다른 모 든 설명변수에 의해 설명되는 것으로 판단되어 독립변수로의 역할을 하기 어려운 것으로 판단한다. VIF를 통한 분석 결과 10을 초과하는 변수는 두 유형 모두 확인되지 않았다. 마지막으로 AIC를 적용하여 변수가 4 개 이상이며, AIC값이 가장 낮은 설명변수 조합을 선정하였다. AIC는 주어진 데이터에 대한 통계 모델의 품 질을 상대적으로 평가하는 방법론이며, AIC값이 낮을수록 모델의 적합도가 높다고 할 수 있다. 이를 통해 선 정된 최종 설명변수는 일반인 모형의 경우 연령대, 성별, 월 평균 개인소득(세금 공제 후), 월 평균 대중교통 요금이며, 교통약자 모형의 경우 연령대, 자가용 소유여부, 대상버스 이용 경험 유무, 보행 시 불편함 유무이 다. 모형별로 선정된 변수의 정의는 <Table 6, 7>과 같다.
<Table 6>
Definition of variable – General Public
| Variable | Description |
|---|---|
| Age(x)1 | 20’s=1, 30’s=2, 40’s=3, 50’s=4, 60 to 64=5, 65 to 69=6, 70’s=7, More than 80’s=8 |
| Gender(x)2 | Male=1, Female=0 |
| Average monthly income(x)3 | Less than 1.5 million = 1, 1.5 to 1.99 million = 2, 2.0 to 2.99 million = 3, 3.0 to 4.99 million = 4, 5.0 to 9.99 million = 5, More than 10 million = 6 (unit: KRW) |
| Average monthly income(x)4 | Free(person of national merit, senior)=1, Less than 20 thousand=2, 20 to 39 thousand=3, 40 to 59 thousand=4, 60 to 79 thousand=5, More than 80 thousand=6 (unit: KRW) |
<Table 7>
Definition of variable – Disabled passengers
| Variable | Description |
|---|---|
| Age(X1) | 20’s=1, 30’s=2, 40’s=3, 50’s=4, 60 to 64=5, 65 to 69=6, 70’s=7, More than 80’s=8 |
| Carownershipstatus(X2) | Yes=1,No=0 |
| Experience using a target buses(X3) | Yes=1,No=0 |
| People who have discomfort when walking(X4) | Yes=1,No=0 |
2. 모형 추정결과
앞서 선정한 변수들을 토대로 저상 좌석버스 도입에 대한 지불의사모형은 Equation 3, 4로 추정되었다.
<Table 8>
Estimation results on model – General Public
| Variable | Coefficient | Standard Error (ASE) | Wald Chi-Square | p-value |
|---|---|---|---|---|
| Constant | -1.500 | 0.751 | 3.993 | <0.001*** |
| Age(x1) | 0.349 | 0.097 | 12.927 | 0.015 |
| Gender(x2) | 0.685 | 0.282 | 5.892 | 0.044 |
| Average monthly income(x3) | 0.203 | 0.101 | 4.056 | 0.022 |
| Average monthly charge for public transit (x4) | -0.214 | 0.093 | 5.236 | 0.046 |
| AIC | 369.86 | |||
| Wald Chi-Square | 30.182 | |||
| Wald p-value | <0.001*** | |||
| df | 4 | |||
Note: *** indicates that the parameter is significant at the 1% level
<Table 9>
Estimation results on model – Disabled passengers
| Variable | Coefficient | Standard Error(ASE) | Wald Chi-Square | p-value |
|---|---|---|---|---|
| Constant | 0.620 | 0.191 | 10.580 | 0.001 |
| Age(x1) | -0.100 | 0.027 | 13.888 | <0.001*** |
| Car ownership status (X2) | 0.345 | 0.106 | 10.602 | 0.001 |
| Experience using a target buses (X3) | 0.283 | 0.106 | 7.109 | 0.008 |
| People who have discomfort when walking(X4) | 0.256 | 0.101 | 6.421 | 0.011 |
| AIC | 2,441.2 | |||
| Wald Chi-Square | 51.895 | |||
| Wald p-value | <0.001*** | |||
| df | 4 | |||
Note: *** indicates that the parameter is significant at the 1% level
다중로지스틱회귀모형의 적합도는 Wald Chi-square 값을 따르며, 일반인 모형은 자유도가 4인 30.182이고 p-value는 <0.001, 교통약자 모형은 자유도가 4인 51.895, p-value는 <0.001로 두 모델 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 위 표의 p-value값을 살펴보면 유의수준 5%로 설정 시 변수들이 귀무가설(H0 : β = 0)을 기 각하므로 설정한 변수들이 지불의사에 영향을 끼친다고 볼 수 있다.
각 변수별로 추정계수 부호의 방향성을 살펴보면 먼저 일반인의 경우 성별을 기준으로 여성보다는 남성 응답자들이 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 나타났으며, 연령대가 높을수록 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 나타났다. 또한, 월 평균 소득이 높은 사람이 적은 사람에 비해 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 나타났으며, 월 대중교통 요금의 경우 요금이 낮을수록 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 나타났다.
교통약자의 경우 상대적으로 연령대가 낮을수록 추가 요금 지불의사가 있으며, 자가용 보유자가 미보유자 에 비해 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 나타났다. 또한, 대상버스 이용경험이 있는 응답자가 추가 요금 지불의사가 있으며, 보행 시 불편함이 있는 응답자가 추가 요금 지불의사가 있는 것으로 분석되었다.
두 유형의 설명변수를 비교해본 결과 일반인과 교통약자 모두 저상버스 탑승 경험이 지불의사에 큰 영향 을 미치지 않는 것으로 나타났으며, 전반적으로 사회경제적 특성이 지불의사에 영향을 미치는 것으로 나타 났다. 교통약자는 일반인과 달리 보행 시 불편함 유무가 지불의사에 영향을 미친 것으로 분석되었으며, 이는 논리적으로 부합한다고 볼 수 있다.
3. 지불의사금액(WTP) 추정
지불의사금액은 분석결과로 도출된 모형식(Equation 3, 4)을 활용하여 추정할 수 있다. 표본에 대하여 설명 변수 각각의 값을 회귀식에 대입하면 지불확률을 구할 수 있으며, 지불확률에 최종 지불의사금액을 곱해주 면 지불의사금액을 추정할 수 있다. 여기서 지불확률은 logit임을 고려하여 y에 관한 식으로 풀어야 설명변수 에 따른 지불의사금액을 도출할 수 있다. 추정결과 일반인은 126.7원, 교통약자는 117.5원으로 추정되었다. 교통약자의 지불의사금액이 일반인보다 더 적게 추정되었는데, 이는 지불의사가 없는 응답자(WTP=0) 중에 서 고령자의 비율이 74.8%로 높게 나타난 것이 주요인으로 판단된다.
추정된 지불의사금액과 교통카드 빅데이터 통합정보시스템의 2023년 10월 기준 전국 일일 버스 이용량을 활용하여 저상 좌석버스 도입 시 발생되는 편익을 산출한 결과 평일 기준 약 1억원, 주말 기준으로는 약 8천 4백만원으로 추정되었으며, 이를 연간 편익으로 환산 시 약 350억원으로 산출되었다. 버스 이용량은 저상 좌 석버스 도입 대상버스인 좌석버스와 광역버스를 이용한 승객 수를 활용하였다.
<Table 10>
Benefits estimation for the introduction of low-floor seat buses
| General public | Disabled passengers | Benefits (KRW) | ||
|---|---|---|---|---|
| WTP(KRW) | 126.7 | 117.5 | Daily | Annual |
| Number of bus passengers (WD) | 781,381 | 18,958 | 101,228,538 | 34,980,062,482 |
| Number of bus passengers (WE) | 643,659 | 23,050 | 84,259,970 | |
Note: Our analysis is grounded in the calendar of South Korea for the year 2023, encompassing 249 weekdays and 116 weekends
Source: Transportation card big data integrated information system (Ministry of Land, Infrastructure and Transport, 2023)
Ⅴ. 결 론
누구에게나 이동권은 동등하게, 차별없이 제공되어야 한다. 하지만 광역 대중교통 관점에서 바라본 교통 약자의 이동권은 고상버스 중심의 교통망 확충으로 사회·경제활동을 위한 지역 간 이동에 제약이 발생하고 있는 실정이다. 이에 국토교통부에서는 저상버스 도입의 의무화와 확대를 발표하였으며, 2027년까지 자동차 전용도로에서 운행이 가능한 버스의 표준모델 개발 및 시범 운영 계획을 수립하였다.
본 연구에서는 저상 좌석버스의 도입에 대한 추가 버스요금 지불의사금액을 추정하고 이에 따른 편익을 도출하였다. 지불의사금액 추정에는 설문조사를 통해 공공재의 가치를 추정하는 방식으로 가장 널리 쓰이는 조건부가치측정법을 활용하였으며, 전국의 일반인과 장애인을 제외한 교통약자 2,145명을 대상으로 단일양 분선택형 및 개방형 질문을 통해 조사를 수행하였다. 지불의사모형에는 로지스틱회귀분석모형 중 하나인 이 항로짓모형을 활용하였으며, 저상 좌석버스 도입에 대해 응답자 유형 별로 지불의사에 미치는 요인과 지불 의사금액을 파악하고자 일반인과 교통약자, 2가지 모형으로 추정하였다. 설명변수는 일반인의 경우 연령대, 성별, 월 평균 개인소득(세금 공제 후), 월 평균 대중교통 요금이며 교통약자 모형의 경우 연령대, 자가용 소 유여부, 대상버스 이용 경험 유무, 보행 시 불편함 유무가 선정되었다. 해당 자료를 이용하여 지불의사금액 을 추정한 결과 일반인은 126.7원, 교통약자는 117.5원으로 추정되었으며, 2023년 기준 전국 좌석, 광역버스 이용량을 통해 편익을 산출한 결과 평일 기준 약 1억원, 주말 기준으로는 약 8천 4백만원으로 연간 편익으로 환산 시 약 350억원으로 산출되었다.
다만 조건부가치측정법은 가상 시나리오에 대해 이용자의 응답에 근거한 결과이기 때문에 현실과 동떨어 진 결과가 도출될 수 있다. 특히, 응답자가 저상 좌석버스의 공급이 확실시된다고 믿을 경우 본인의 진실된 지불의사금액 보다 낮은 금액을 제시하는 전략적 편의(Strategic Bias)가 발생할 수 있으며, 조건부가치측정법 의 근본적인 한계를 나타낸다.
그럼에도 본 연구는 저상 좌석버스 도입에 대한 사업의 필요성과 당위성을 뒷받침하는데 활용될 수 있을 것으로 판단된다. 또한, 저상 좌석버스의 도입은 교통약자의 지역 간 이동 시 좌석, 광역버스로의 수단전환 을 유도하여 교통약자 이용객의 증가로 직·간접적인 편익은 분석에서 제시한 편익을 상회할 것으로 기대되 며, 추후 저상 좌석버스 도입의 효과를 추정할 수 있는 정량적인 편익 분석의 기초자료로 활용될 수 있을 것 으로 기대한다.
