서론
전 세계적인 고령화 추세와 교통약자 이동권에 대한 사회적 인식 향상으로 한국에서는 2016년 1월 교통약자가 안전하고 편리하게 이동하게 하는 것을 목적으로 하는 교통약자 이동편의 증진법(약칭: 교통약자법)이 시행되었다. 아울러 교통약자법을 통해 교통약자의 사회 참여와 복지 증진에 이바지하는 것을 궁극적인 목표로 하며 이를 위해 여객시설 및 도로에 이동 편의 시설을 확충하고 보행환경을 개선하는 것을 명문화하고 있다.
실제로 연령과 이동 핸디캡과 관계없이 모든 사람이 사회서비스를 이용할 수 있도록 하는 전제조건 중 하나는 대중교통 접근성이다(Hwangbo et al., 2015). 안정적인 대중교통 시스템에 대한 접근성은 교통약자에게 교통 이동성 측면에서 독립성을 제공하고 사회적 참여 기회를 제공함으로써 교통약자의 삶의 질을 크게 개선할 수 있다(Jansuwan et al., 2013; Penfold et al., 2008). 특히 버스정류장은 도시철도역이나 BRT(Bus Rapid Transit) 정류장에 비해 거주지에서 더 가까운 경우가 많아 일반적으로 접근시간이 짧고(Yang et al., 2019) 건설 기간과 비용 측면에서 도시철도 네트워크를 증설하는 것에 비해 대중교통 접근성을 개선하는데 더 현실적이다(Wu et al., 2019).
이와 같은 맥락에서 저상버스는 대중교통에 대한 접근성을 높이는데 좋은 해결책이 될 수 있다. 저상버스는 승하차의 용이성이 크게 향상된 버스로, 교통약자의 버스 이용에 대한 접근성을 크게 향상시킬 수 있다(D’Souza et al., 2019). 저상버스는 누구나 안전하고 편리하게 승하차할 수 있도록 차체 바닥이 낮고, 출입구에 계단이 없으며, 경사판이 설치된 버스로서 교통약자법에 근거해 도입을 권고하고 있다. 해외 선진국에서는 저상버스의 충분한 도입을 통하여 대중교통의 접근성 향상을 최대화하고 있으며, 저상버스 도입 비율은 미국 97.5%, 영국 99.3%, 일본 89.1%에 이른다(The Seoul Institute, 2023). 반면, 우리나라 시내버스 저상버스 도입률은 전국 30.6%, 서울시 59.7%로 한국 국토교통부(MOLIT) ‘제4차 교통약자 이동 편의 증진계획상 목표인 전국 62%, 서울시 90%에 미달인 상황이다.
저상버스는 일반버스에 비해 교통약자의 버스 이용에 도움을 주지만, 충분한 배차 빈도가 확보되지 않는다면 실질적으로 교통약자의 이동성을 개선하는 데는 한계가 있다. The Seoul Institute(2023)에 따르면 교통약자가 저상버스 이용을 주저하는 주된 이유로는 긴 배차 간격에 따른 어려움인 것으로 나타났다. 결국 저상버스를 선진국 수준으로 도입하여 배차 간격을 축소하는 운영 측면의 개선이 동반되어야만, 교통약자의 버스 이용을 촉진하고 교통약자의 이동성을 높이는 데 도움을 줄 수 있다.
본 연구는 이러한 배경을 바탕으로, 선진국 수준의 서울시 시내버스 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사액 산출을 위하여 서울시 거주 만 65세 이상의 고령자 289명을 포함한 20대 이상 서울시민 1,473명의 설문조사 자료를 수집하였으며 이 데이터를 이용하여 지불의사액(Willingness To Pay)에 미치는 영향을 파악한다.
지불의사액에 미치는 영향 요인에 대한 보다 정확한 분석을 위해 지불의사 여부와 지불 수준이라는 두 가지 결정 단계를 각각 분석하는 이중허들 음이항 모형을 적용하여 분석 결과를 산출한다. 이러한 결과를 토대로 저상버스 추가 도입 정책의 정당성을 검토하고 정책적 결정을 위한 계량적 기초자료를 제공하고자 한다.
선행연구
1. 대중교통의 지불의사액에 관한 연구
지불의사액은 이용자가 특정 서비스에 대해 지불할 의사가 있는 평균 최고 가치(best value)로서 대중교통 분야에서는 대중교통 이용자가 대중교통 시스템을 이용할 때 지불할 의사가 있는 평균 최고 요금이다(Jaensirisak et al., 2017). 또한 지불의사액은 많은 국가에서 교통 정책의 편익을 도출하기 위해 널리 받아들여져 사용하고 있는 제도적 방식으로 정책전문가가 정책의 잠재적 편익을 평가할 수 있게 도움을 준다(Alhassan et al., 2022). 지불의사액을 이용하여 가치를 추정하는 방식인 조건부가치측정법은 편익을 계량적으로 산출하기 어려운 비시장재 가치 측정을 위해 생태 공원과 녹지를 조성하는 환경 사업 분야, 박물관 조성 등의 공공재 사업에 활용되어 왔고 이후 다양한 분야에서 수행되었다(The Seoul Institute, 2014).
저상버스를 선진국 수준으로 도입하는 것은 교통약자 이동성을 개선하고 모든 이용자에게 편리한 대중교통 서비스를 제공하는 점에서 비시장재 성격을 갖는다(Choi et al., 2023). 본 연구에서는 지불의사 유도 방법으로 CVM (Contingent Valuation Method) 이중양분선택형 질문방식을 채택하여 지불의사액을 조사하였다.
지불의사액에 관한 선행연구는 국내외 다양한 분야에서 수행되었으며 주제의 다양성, 표본, 설문지 설계 방식, 연구 방법 및 도시 규모 차이로 단순히 연구 결과만 두고 비교하는 것은 쉽지 않다. 따라서 대중교통 분야로 범위를 좁혀 관련 지불의사액으로 관한 선행연구를 중점으로 조사하였다.
해외에서 선행된 대중교통 지불의사액 연구를 살펴보면, 여러 지역에서 조사를 수행하여 구간회귀 모델을 사용하여 지불의사액을 분석한 사례가 있었다. 중국 베이징, 상하이, 광저우, 선전 4개 도시에서 설문조사를 통해 신에너지(new energy) 버스에 대한 지불의사액 영향 요인을 조사한 연구(Lin and Tan, 2017)에서는 가계소득이 높고 나이가 어릴수록 신에너지 버스의 효과에 대해 긍정적이었으며 1회 버스요금을 지불수단으로 하여 0.653위안(약 124원)이 평균 지불의사액으로 도출되었다.
신재생 에너지를 사용하는 수소 버스를 광범위하게 도입하는 것의 경제적 실행 가능성에 대한 지표를 제공하기 위해 런던, 베를린, 룩셈부르크, 퍼스 4개 도시에서 설문조사를 수행한 사례에서는 구간회귀모델을 사용하여 분석하였으며 1회 버스요금을 지불수단으로 버스 이용자들은 평균 0.32유로(약 480원)를 추가로 지불할 의향이 있다고 밝혔다(O’Garra et al., 2007).
버스 이외 대중교통수단에 관한 연구는 기존 택시를, 배출가스를 줄이는 연료 전지 택시로 전환하는 데 따른 운전사의 경제적 이점을 분석하여 연료 전지 택시의 성공적인 도입에 기여하고자 런던 5개 지역에서 무작위로 선정된 택시 운전사 99명을 대면 인터뷰하여 연구를 진행하였다(Mourato et al., 2004). 분석 방법으로는 일반최소제곱회귀를 사용하였으며 분석 결과로는 평균 지불의사액은 개인택시 약 2,900파운드(약 521만 원), 임대택시 3,500파운드(약 630만 원)으로 이는 런던 택시 운전사들이 원래 운영비용보다 낮은 지불의사액을 제시함으로써 실제로 추가 지불의사 보다는 시범사업에 참여하는 것에 대한 보상을 원하는 것으로 보인다고 밝혔다. 농촌에 거주하는 노인을 지원하기 위한 교통 시스템에 대한 지불의사액 연구는 지불의사액 조사를 통해 공공지원이 필수적인 농촌 교통 시스템 도입에 대한 이해를 높이고자 하였다. 미국 텍사스주 주민을 대상으로 설문조사를 시행하여 자료를 구축하였으며, 분석 방법으로는 혼합 로짓 모델을 사용하였다. 주민들은 주 3회 운행보다 평일 주 5회 운행 또는 주 7일 서비스를 선호하였으며, 주 3회 운행 대비 주 5회 운행 서비스에 4.27달러(약 6,230원), 주 7회 운행 서비스에는 (약 9,600원)을 더 지불 할 의향이 있었다(Schwarzlose et al., 2014).
국내에서는 교통약자를 위한 여러 유형의 저상버스를 대상으로 이항로짓모형을 활용하여 지불의사액을 분석한 연구가 진행되었다. 저상 좌석버스 도입 효과를 정량적으로 분석한 연구에서는 온라인 조사를 진행하여 데이터를 수집하였으며 1회 버스요금을 수단으로 한 지불의사 금액 추정 결과 일반인 평균 지불의사액은 126.7원, 장애인을 제외한 교통약자 평균 지불의사액을 117.5원으로 도출하였다(Choi et al., 2023). 중형 전기저상버스 지불용의액 및 사회적 편익을 추정한 연구에서는 수도권 마을버스 이용자 560명을 대상으로 설문조사를 실시하여 중형 저상전기버스 도입에 따른 평균 지불의사액은 51.4원이며 평일 기준으로 약 5천만 원, 주말 기준 약 4천만 원의 편익이 발생한다고 보고하였다(Kim et al., 2018).
해외 및 국내 연구에서 소득 수준이 높고 연령이 낮을수록 지불의사액이 높은 것을 확인할 수 있으며 이를 통해 정책 사업의 시행에 따른 효과와 편익을 추정할 때 인구통계학적 요소를 고려해야 하는 것을 알 수 있다. 또한 지불의사액은 지역과 교통수단에 따라 편차가 크다는 것을 확인하였다.
이 때문에 버스 정책으로 범위를 한정하여 대중교통 지불의사액 선행연구를 Table 1과 같이 정리하였다. 버스정책을 대상으로 지불의사액을 조사한 선행연구에서는 개인특성변수로 성별, 연령, 소득, 차량 대수, 교통약자 여부를 사용하였으며 버스 이용 측면에서는 버스 이용 횟수, 이용 만족도, 월 버스 이용 요금, 저상버스 이용 경험 여부를 변수로 활용하였다.
Table 1.
Summary of studies on the WTP to bus policy
| Author | Choi et al. (2023) | Kim et al. (2018) | Lin and Tan (2017) | O’Garra et al. (2007) | |
| Data | Survey data | Survey data | Survey data (4 areas) | Survey data (4 areas) | |
| Method | Multinomial logistic model |
Double bounded model | Interval regression model | Interval regression model | |
| Dependent variable | WTP | WTP | WTP | WTP | |
| Personal characteristics variables | Male (ref. Female) | ○ | ○ | ||
| Age | - | ○ | - | - | |
| Income | ○ | ○ | + | ||
| Number of cars | ○ | ||||
| The mobility handicapped | ○ | ||||
| Bus usage variables | Frequency of bus use | ○ | |||
| Satisfaction with bus use | ○ | ||||
| Monthly city bus fare | ○ | ○ | |||
| Experience using low-floor bus | ○ | ||||
또한 선행연구 중 1회 버스요금을 지불수단으로 한 지불의사액의 범위는 50원-480원으로 나타났으며 이를 참고하여 본 연구에서는 지불의사수단은 1회 버스요금을 지불의사액 제시 범위를 30원에서 500원으로 설정하였다.
2. 기존 연구와의 차별성
대중교통 요금을 지불수단으로 한 지불의사액에 영향을 미치는 요인을 분석한 국내 선행연구에서는 주로 로지스틱 회귀모형을 사용하였지만(Kim et al., 2015; Yu and Choi, 2013), 로지스틱 회귀모형은 지불의사결정과 지불수준에 미치는 요인이 서로 같다는 가정하에 분석을 수행하며, 이는 지불수준 결정과정에서 고유하게 나타날 수 있는 영향 요인을 고려하지 못하는 한계가 있다(Lee et al., 2019). 다양한 분야의 연구에서 지불의사를 결정하기 위해 이중허들모형 또는 Heckman 모형을 사용하였다(Cragg, 1971; Norris and Batie, 1987; Gabre-Madhin et al., 2003; Sindi, 2008; Wodjao, 2020; Yu and Abler, 2010, Musah, 2014). 두 모형은 특정 변수를 선택한 표본과 선택하지 않은 표본의 차이를 고려한다는 점이 유사하나, 이를 분석모형에 반영하는 과정 중 일부 통계적인 차이를 갖는다(Bönte, 2003). 두 모형은 모두 두 단계로 이루어져 있으며 첫 번째 단계에서 지불의향에 영향을 미치는 요인을 파악하고 두 번째 단계에서는 지불수준에 대한 분석을 수행한다. 따라서 본 연구에서는 본 연구의 데이터를 처리하는 방식에서 적합한 이중허들 모형을 채택하여 지불의사결정과 지불수준을 각각 분석하였다는 점에서 기존 연구와 차별성을 갖는다.
본 연구는 설문의 표본 수를 충분히 확보하여 연령대별 지불의사액을 비교할 수 있게 하였으며 선행연구에서 활용한 개인특성변수와 버스이용에 관한 변수를 최대한 활용하면서 교통약자 지원정책에 대한 지지도를 조사하여 변수에 추가함으로써 개인이 인식하고 있는 가치지향 성향이 지불의사와 지불수준에 어떤 영향을 주는지 밝히고자 하였다. 뿐만 아니라 앞서 밝힌 바와 같이 긴 배차시간 및 노선·배차 정보 획득 어려움으로 교통약자의 저상버스 이용이 어려운 상황이지만 아직 저상버스의 사회적 가치 측정에 관한 연구는 수행되지 않았다. 이러한 상황에서 본 연구는 실제 버스를 이용하며 요금을 지불하는 서울시민을 대상으로 버스요금을 수단으로 지불의사액을 도출하여 저상버스의 사회적 가치를 더욱 현실적으로 측정하였다는 점에서 실무적 기여가 있을 것으로 판단된다.
분석의 틀
본 연구는 서울시 시내버스 저상버스 도입률을 선진국 수준으로 추가 도입하는 것을 가정하여 서울시 거주 시내버스 이용자에게 지불의사액을 조사하여 지불의사와 지불수준에 영향을 주는 요인을 밝히는 것을 궁극적인 목적으로 한다. 설문조사 데이터를 바탕으로, 최종지불의사액을 종속변수로 하여 지불의사와 지불수준을 두 단계로 나눠 분석하는 이중허들 음이항 모형을 적용하여 결과를 도출한다.
1. 설문조사
본 연구에서는 서울시에 거주하는 최근 2주일 동안 시내버스를 1회 이상 이용한 만 20세-64세 일반인 및 만 65세 이상 고령자를 대상으로 설문조사를 실시하였다. 조사 기간은 2024년 5월 16일부터 2024년 6월 13일이다. 조사는 전문 설문조사기관에 의뢰하여 온라인 패널 조사를 진행하였다. 온라인 조사 신뢰성 확보를 위해 데이터검증 단계를 거쳐 각 쿼터별로 응답시간이 짧은 응답 결과는 삭제하였다. 이러한 과정을 거쳐 만 20세-64세 일반인 1,184명, 만 65세 이상 고령자 289명 총 1,473명의 설문조사 결과를 수집하였다. 표본 설계는 지역적으로 서울시 도심부, 서북, 동북, 서남, 동남 5개 권역으로 나누었으며 성별은 남자, 여자 2개 그룹을 균등 분배하였고 조사 연령대는 표본 분류의 용이성을 위해 만 19세를 제외한 법적 성인을 대상으로 하였으며 만으로 20-29세, 30-39세, 40-49세, 50-64세 그리고 65세 이상 5개 그룹으로 설정하였다. 조사는 총 6개 항목으로 표본설정, 교통인식조사, 대중교통 통행행태, 버스 이용환경 평가, 지불의사액 조사, 이용자 특성으로 구성하였다. 표본설정 항목에서는 거주지역, 성별, 연령, 최근 2주일 동안 시내버스 이용 횟수 문항으로 응답자 표본을 분류하였다. 교통인식조사 항목에서는 대중교통 이용 시 날씨에 영향을 받는 정도, 일반버스와 저상버스 차이를 인지하는 정도, 교통약자 지원 정책을 확대하는 것에 지지하는 정도 등을 포함하였다. 대중교통 통행행태 항목에서는 평소 시내버스 이용 목적, 버스를 이용하는 이유 등을 설문하였고 버스 이용환경 평가 항목은 통행시간 및 요금, 만족도 등으로 구성하였다. 이용자 특성은 직업, 최종학력, 운전 면허 보유 여부, 가구원 수, 소득, 자동차 보유 대수, 한 달 교통비 항목을 포함하였다.
지불의사액 설문에 앞서 저상버스의 정의와 저상버스를 통한 서비스 개선, 현재 국내외 도입 현황에 대하여 충분히 설명하였고 조사는 현재 시내버스 요금을 기반으로 1회 버스 이용 요금을 지불수단으로 CVM 이중양분 선택형 질문을 이용하였다. 응답자들에게 첫 번째로 제시할 금액은 30원, 50원 70원, 그리고 100원부터 500원까지 50원 단위로 총 12개의 금액을 로테이션 설정하여 완전 무작위로 제시하였다. 첫 번째 제시 금액에 대한 지불 수용 여부를 양분 선택적 응답, 즉 ‘예 또는 아니오’로 응답하도록 하였다. 지불의사가 있다고 응답하면 제시 금액을 2배로 높여 추가로 질문하였고 한 번이라도 지불의사가 있다고 응답하였다면 최종 지불의사금액을 확인하기 위해 개방형 질문으로 최종 지불의사액을 확인하였다. 만약 응답자가 제시된 지불의사금액에 대해 지불거부의사를 밝히면 제시 금액을 1/2로 낮추어 한 번 더 질문하였다. 그리고 두 번째 지불의사와 관련된 질문에 대해서도 지불거부의사를 표시하는 경우, 0원의 지불의사인지를 추가 질문으로 확인하였다. 이렇게 확인된 응답자를 지불거부자로 분류하였으며 그 외의 경우는 지불의사자로 분류하였다. 모든 응답자는 두 개의 금액을 제시받았으며 KDI 공공투자관리센터의 CVM 분석 지침에 따라 지불거부자의 경우 지불의사가 실제 0인지를 재확인하는 절차를 반드시 거친 후 거부 사유를 확인하였다. 지불의사자 역시 동일 지침에 따라 후속 질문으로 개방형 지불의사액을 조사하였다.
2. 변수 설정
Table 2는 본 연구에서 사용한 변수에 대한 설명이다. 종속변수는 지불의사액으로 CVM 이중양분 선택형으로 제시하였고 정수형 데이터를 구축하였다. 최종 지불의사액 범위는 0원에서 2,000원이다. 독립변수는 크게 개인특성변수, 이용자 인식변수, 버스이용변수로 나누었다.
Table 2.
Explanatory variables collected in the research
Table 2에 기술한 바와 같이 개인특성 변수에는 연령, 성별, 외출빈도, 가구소득, 건강 상태, 운전 면허 보유 여부, 차량 대수를 포함하였다. 또한, 이용자 인식 변수를 추가하였다. 승용차 이용 억제 및 에너지 절약과 같은 공익을 위한 행동은 개인이 공동체를 위해 자신의 이익을 일정 부분 포기하게 하고(Samuelson 1990; Gifford, 1997; Joireman et al., 2001; Nordlund and Garvill, 2003; Steg, 2003) 다른 사람의 복지에 관심을 반영하는 이타적 가치 지향의 성향을 보인 사람들이 사회적 행동에 참여할 가능성이 더 높다는 연구 결과가 있다(Steg et al., 2005). 이에 본 연구에서는 이용자인식 변수로 교통약자 지원정책에 대한 지지도를 설정하여 교통약자 지원 정책에 더 지지하는 사람일수록 이타적 가치 지향의 성향을 보인다고 간주하여 이러한 성향의 사람들이 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사와 지불수준이 높은지 확인코자 하였다.
버스 이용 변수는 저상버스 이용 경험 유무, 한 달 시내 버스비, 버스 이용 시 불편 사유를 포함하였다. 고객의 경험은 경험 중심의 서비스(예:관광)뿐만 아니라 대중교통 같은 실용적 목적의 서비스에서도 중요하다(Carreira et al., 2013). 개인의 경험이 어떤 분야의 개선을 위한 지불의사에 영향을 주는지 확인해 보는 것은 가치 있는 시도이므로(Chau et al., 2010) 저상버스 이용 경험이 있는 사람과 없는 사람은 지불의사에 차이가 있을 것이라고 가정하여 변수에 추가하였다. 앞서 버스 정책 지불의사액에 관한 선행연구를 검토한 결과 버스이용특성 측면에서 한 달 대중교통 이용 요금과 버스 이용 빈도, 만족도를 변수로 사용하였다. 본 연구에서는 대중교통 이용 요금 중 시내버스로 한정한 월 시내버스 요금 지출액 변수를 설정하고 다른 변수와의 단위 차이로 인해 로그 변환하였다. 만족도와 관련해서는 버스 이용 불편 사유 중 승하차 어려움을 대상으로 하여 변수에 추가하였다.
3. 설문조사 기초통계 분석
Table 3은 본 연구의 설문조사 기초통계 분석 결과이다. 설문 응답자 성별은 남성 756명(51.32%), 여성 717명(48.68%)이며 연령은 20-29세 252명(17.11%), 30-39세 252명(17.11%), 40-49세 251명(17.04%), 50-64세 429명(29.12%), 65세 이상 289명 (19.62%)이다. 2024년 5월 기준 서울시 주민등록인구 연령대 현황을 살펴보면 20-29세 1,340,759명(16.54%), 30-39세 1,431,670명(17.66%), 40-49세 1,403,182명(17.31%), 50-64세 2,198,311명(27.12%), 65세 이상 1,768,696명(21.36%)으로 나타났다. 실제 주민등록인구와 본 연구의 설문조사 응답자 연령과 비교하였을 때 구성비는 크게 차이가 없는 것으로 나타났다. 건강 상태(리커트 5점 척도)의 평균은 3.44(s.d.=0.77)로 나타났다. 가구소득은 400-600만 원 미만이 응답자의 27.63%, 600-800만 원 미만이 21.79%로 구성하였다. 전체 응답자의 월 시내버스요금 지출액 평균은 31,323.74원(s.d.=25,145.46)으로 나타났다.
Table 3.
Descriptive statistics
지불의사액 조사 결과, 전체 설문 응답 1,473건 중 저상버스 추가 도입을 위하여 추가 요금 지불의사가 있는 지불의사자는 981명(66.60%)이며 지불거부자는 492명(33.40%)으로 나타났으며, 지불의사액 평균은 171.36원으로 나타났다. 지불의사액 범위는 0원에서 2,000원이며 1,000원을 초과하는 지불의사액은 앞서 설명한 바와 같이 후속 질문인 개방형으로 수집되었다. 만 65세 이상의 지불의사액 평균이 약 184.68원으로 가장 높았으며 40대가 약 140.38원으로 가장 낮았다. Table 4는 연령과 지불의사의 교차분석 결과로 20대의 73.41%가 저상버스 추가 도입을 위한 추가 요금을 내겠다고 응답하여 지불의사 비율이 가장 높았으며 연령대가 높아질수록 지불의사 비율이 낮아지는 것을 알 수 있다.
Table 4.
Results of crosstab of age and willingness to pay
Figure 1은 최종 지불의사액 분포를 보여준다. 지불의사 분포를 살펴보면 0원 응답이 가장 많고 금액이 높아질수록 빈도가 낮아지고 있다. 이는 가격이 높아지면 수요가 낮아지는 일반적인 경제 상식에 부합한다고 볼 수 있다. 다만 500원과 1,000원 구간에서 눈에 띄게 빈도가 높아진 것을 확인할 수 있는데 이는 설문 응답 방식에 영향을 받았을 가능성이 있다. 본 연구에서는 응답자의 지불의사액 추정을 위해 20원, 50원 단위로 증가하는 지불의사액을 로테이션으로 제시하였다. 조건부가치측정법에서 응답자는 처음부터 개방형 질문을 받는 것과 이중양분선택형 질문을 받을 수 있는데 이러한 방법은 논리적으로는 같지만, 응답에 영향을 줄 수 있다(Honda et al., 2022). 또한 사람들은 0과 같은 둥근 숫자를 자주 사용하고 의존하는 현상이 나타나는데 이러한 사람들이 반올림한 숫자를 선호하는 경향을 ‘Round number bias’ 즉, 반올림 편향이라고 한다(Tversky and Kahneman, 1974). 본 연구의 응답자들 역시 지불의사액 추정 과정에서 심리적으로 친숙한 0이 많은 숫자를 고르게 되는 반올림 편향을 보인 것으로 판단된다.
이러한 영향에도 불구하고 Table 5의 첫 번째 제시금액에 대한 지불의사액 분포와 같이 첫 번째 제시금액이 커질수록 지불을 하겠다는 비율이 대부분 일관되게 낮아지고 있어 경제이론이 예측하는 바와 부합하고 있으므로 본 연구의 설문조사 결과는 타당성이 있다.
설문 항목 중 저상버스 추가 도입을 위한 지불거부자를 대상으로 이유를 물어본 결과, ‘세금으로 재원을 마련해야 한다.’가 42.48%로 가장 높게 나타났고, 다음으로 ‘경제적 여유가 되지 않는다.’ 22.36%, ‘저상버스 이점이 없거나 모르겠다.’ 17.48%, ‘저상버스 대수가 충분하다.’ 16.67%, 기타 사유가 1.02%로 집계되었다. 이러한 결과를 바탕으로 지불거부자 중 저상버스 추가도입 필요성에 대해 공감하지 못하는 응답과 세금을 통한 재원을 마련해야 한다는 지불저항응답, 그리고 저상버스 추가 도입에 찬성하지만, 경제적 사유나 등의 사유로 지불을 거부한 응답이 있다는 것을 확인하였다.
Table 5.
Distribution of willingness to pay (first bid)
4. 연구방법론
저상버스 추가 도입에 대한 지불의사액은 이용자에 따라 다양한 수준을 보이고 있으므로 지불의사 여부를 분석함은 물론 지불의향이 결정되면 지불의사액으로 나타나는 현상에 대해서도 어떤 요인에 의해 그 크기가 결정되는지도 분석할 필요가 있다. 즉 지불의사 여부를 결정하는 변수와 지불의사액의 수준을 결정하는 변수는 상이할 수 있다. 또한 지불의사 여부를 높이는 변수가 반드시 지불의사액까지도 늘리지는 않는다. 따라서 지불의사 여부와 지불의사액에 미치는 요인을 모두 분석하기 위해서는 지불의사 여부를 결정하는 구조와 지불의사액을 결정하는 구조를 분리할 필요가 있다.
비용에 대한 설문조사는 일반적으로 0값을 포함하는 경향이 있다. 이러한 0에 대한 처리와 0의 우세 문제를 처리하기 위한 적절한 통계적 또는 계량적 방법을 선택하지 못하면 편향되고 일관되지 않은 결과가 발생할 수 있다(Adusah-Poku and Takeuchi, 2019). 본 연구의 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사 여부와 수준에서 관측된 0값은 두 가지 경우로 볼 수 있다. 첫 번째, 이용자가 저상버스 추가 도입에 찬성하지 않기 때문에 지불의사와 지불의사액이 0인 사람들이 있다. 두 번째, 이용자가 저상버스 추가 도입에 찬성했으나 버스 이용 요금이나 소득으로 인해 일시적으로 지불의사와 지불의사액이 0인 것이 가능하다. Jones(1989)에 따르면 이러한 데이터를 처리하는 방식의 경우 ‘0’의 관측치를 단순한 비구입행위로 가정하는 Heckman모형 보다는 ‘0’값에 잠재적 소비자의 존재를 허용하는 이중허들 모형이 선호된다. 따라서 본 연구에서는 분석 메커니즘과 종속변수의 특징을 고려할 때 독립변수가 지불의사여부를 결정하는 첫 번째 허들을 통과하면 지불 수준을 분석하는 두 번째 허들에 0값이 존재할 가능성을 내포하는 이중허들 모형을 분석모형으로 채택하였다. 본 연구에서는 이중허들모형을 이용하여 저상버스 추가 도입 지불의사 여부 및 수준에 미치는 영향 요인에 대해 분석하였다.
본 연구에서 분석 방법으로 사용하는 이중허들모형은 두 개의 허들을 설정한다. 첫 번째 허들은 이용자가 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사의 발생 여부를 결정하는 단계로, 로짓분포를 가정한 이진 선택 모형(binary choice model)을 이용하였다. 두 번째 허들은 지불의사 결정으로 인해 발생한 비용인 지불의사액을 설명하는 단계로, 종속변수인 지불의사액의 과분산(overdispersion) 현상이 발생하여 기존의 이중허들 모형을 확장하여 음이항 분포를 이용하였다. 일반적으로 모형 선택은 데이터 특성에 의해 결정되고 음이항 분포를 채택하기 위해서 데이터가 과분산 인지, 하나 이상의 값에 많은 관측치가 모여 있는지와 같은 데이터 특성의 검토가 필요하다(Bocci et al., 2021). 본 연구의 종속변수인 지불의사액은 ‘0’으로 기록된 관측값을 상당수 포함하고 있어 0에서 좌측 절단된 분포를 가지고 있다. 또한 평균은 171.36, 분산은 65,629.14로 데이터가 과분산 상태인 것을 알 수 있다.
먼저, 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사 여부를 결정하는 단계에서, 로짓분포를 기반으로 한 이진선택모형의 함수는 Equation 1과 같다.
여기서 는 이용자 𝑖가 지불의사 여부를 나타내는 이항변수이며, 는 개인특성, 이용자인식, 버스이용 등과 관련된 설명변수 벡터, 𝛾는 추정할 모수 벡터, 그리고 𝐹는 로지스틱 누적분포함수를 의미한다.
다음 단계에서는 지불의사가 존재하는 경우에 지불의사액 를 결정한다(Equation 2). 연구 자료가 0에서 좌측절단된 분포를 보이고 과분산(overdispersion) 특성이 나타나는 것을 확인하여, 음이항분포를 적용하였다. 음이항분포의 확률질량함수는 Equation 2와 같다.
여기서 𝜆()=exp(′𝛽) 로 나타낼 수 있으며, 𝛽 는 설명변수에 대한 모수 벡터, 𝛼 는 과분산을 반영하는 파라미터이다. 단, 가 0에서 좌측 절단된 분포임을 고려하여, 실제 양의 지불의사액에 대한 조건부 확률은 > 0 인 경우 Equation 3과 같이 정규화된다.
최종적으로 전체 모형의 우도함수는 각 관측치 𝑖에 대해, = 0 인 경우와 > 0 인 경우를 구분하여 Equation 4와 같이 표현할 수 있으며, 는 > 0 일 때 1, = 0 일 때 0으로 정의된다.
Figure 2는 본 연구의 분석 틀을 나타낸다. 각 허들은 독립적으로 추정되며, 두 허들의 결과는 각각의 확률변수에 의해 영향을 받는다(Oh and Moon, 2023).
분석결과
앞서 설명한 바와 같이 본 논문의 최종 목적은 저상버스 추가 도입을 위한 지불의사액을 종속변수로 하여 지불의사와 지불수준 각각에 영향을 미치는 요인을 분석하고자 하는 것이다. 본격적인 분석에 앞서 모든 설명변수의 다중공선성 문제를 확인하였다. 모든 변수의 VIF 값이 1.0-1.26 범위에 있어 변수 간의 상관성이 매우 낮은 것으로 나타났으며 First hurdle 모델과 Second hurdle 모델 모두 다중공선성 문제가 없었다.
Table 6은 이중허들 음이항 모형 분석 결과이다. First hurdle 모델에서는 지불의사에 영향을 미치는 요인을 추정하였으며 Second hurdle 모델에서는 지불수준을 분석하였다. 먼저 지불의사 여부에 대한 분석결과로 개인특성 변수에서 연령이 낮을수록 건강 상태가 좋을수록 저상버스 추가 도입에 대한 지불의사가 높아졌다. 이용자인식 변수에서는 교통약자 교통지원 정책을 더 지지할수록, 버스이용 변수에서는 월 시내버스 요금 지출액이 낮은 이용자일수록, 버스 이용 시 불편한 사유가 버스 승하차가 어려운 이용자일수록 지불의사가 증가하는 것으로 나타났다.
지불수준에 대한 분석 결과로는 개인특성 변수에서는 연령이 높을수록, 가구소득이 높을수록 지불의사액이 많아졌다. 이용자인식 변수는 지불수준 분석에서 유의하지 않았으며 버스이용 변수에서 저상버스 이용경험이 없는 이용자일수록 지불수준이 감소하였으며, 버스 승하차가 어려운 이용자일수록 지불수준이 높아졌다. 변수 기준으로 분석 결과를 살펴보면 건강 상태 변수와 교통약자 교통지원 정책에 대한 지지도, 월 시내버스 요금 지출액 변수는 지불의사 단계에서만 유의한 것으로 나타났고 가구소득과 저상버스 이용 경험 변수는 지불수준 단계에서만 유의한 것으로 나타났다. 연령 변수의 경우 지불의사와 지불수준 분석에서 모두 유의하였으나 부호는 반대로 도출되어 연령이 낮을수록 지불의사가 있을 확률이 높았으며 연령이 높을수록 지불수준이 늘어나는 것으로 나타났다. 버스 이용 시 승하차에 어려움을 느낄수록 지불의사와 지불수준이 모두 높아졌다.
분석 결과의 각 변수 계수에 대해 지수 함수(exp)를 사용하여 해석하면 해당 변수의 변화가 종속변수에 미치는 상대적 영향을 확률로 해석할 수 있다. exp(β) 값이 1보다 크면 해당 변수가 증가할 때 종속변수가 증가할 가능성이 높고, exp(β) 값이 1보다 작으면 해당 변수가 증가할 때 종속변수가 감소할 가능성이 높다. 본 연구의 분석 결과를 지수 변환을 통해 해석하면 먼저 지불의사를 결정하는 First hurdle 모델에서 연령이 1세 증가할 때 지불의사 확률이 1.5% 감소하고 건강 상태가 1 증가할수록 지불의사 확률이 23.1%, 이동 약자 정책 지지도가 1 증가할수록 28.8% 그리고 버스 이용 시 승하차 불편 정도가 1 증가할수록 지불의사 확률이 59.8% 증가한다. 월 시내버스 요금 지출액 변수는 로그 변환하였기 때문에 1% 증가에 대한 효과를 비율로 변환하여 해석하여야 하고, 이를 적용하면 월 시내버스 요금 지출액이 1% 늘어날 때 지불 의사 확률은 약 0.145% 감소한다.
Table 6.
Result of analysis
| Categories | First hurdle | Second hurdle | |||||||
| β | exp(β) | S.E. | β | exp(β) | S.E. | ||||
| Constant | 0.403 | 1.491 | 0.887 | 4.857 | *** | 106.415 | 0.473 | ||
|
Personal characteristics | Female (ref. Male) | 0.124 | 1.132 | 0.115 | -0.062 | 0.940 | 0.064 | ||
| Age | -0.015 | *** | 0.985 | 0.004 | 0.005 | * | 1.005 | 0.002 | |
| Frequency of outings | 0.058 | 1.060 | 0.081 | 0.036 | 1.036 | 0.044 | |||
| Household income | 0.068 | 1.071 | 0.044 | 0.059 | * | 1.061 | 0.025 | ||
| Health condition | 0.208 | ** | 1.231 | 0.077 | -0.009 | 0.991 | 0.041 | ||
| Having driver’s license (ref. not having) | -0.090 | 0.914 | 0.164 | 0.122 | 1.130 | 0.087 | |||
| Number of cars | 0.152 | 1.164 | 0.105 | 0.066 | 1.068 | 0.056 | |||
| Traffic awareness |
Support for the mobility handicapped policy (1-5 point) | 0.253 | *** | 1.288 | 0.070 | 0.030 | 1.031 | 0.038 | |
|
Bus use characteristics | Monthly city bus fare payment (log) | -0.145 | * | 0.865 | 0.066 | 0.004 | 1.004 | 0.035 | |
|
No Experience using low-floor bus (ref. experienced) | -0.003 | 0.997 | 0.135 | -0.190 | * | 0.827 | 0.075 | ||
|
Reasons for inconvenience in using the bus
: inconvenient to get on and off the bus (ref. other reasons) | 0.469 | ** | 1.598 | 0.149 | 0.153 | * | 1.166 | 0.075 | |
| Log (theta) | 0.071 | † | 0.043 | ||||||
| Log-likelihood | -7312 on 25 Df | ||||||||
| Cox-Snell R2 | 0.065 | ||||||||
| AIC | 14674.91 | ||||||||
| BIC | 14807.29 | ||||||||
지불수준을 분석하는 Second hurdle 모델에서는 연령이 1세 늘어날 때 지불수준이 0.5% 증가하고 가구소득 구간이 1구간 증가하면 지불수준이 6.1% 늘어날 확률이 있다. 저상버스 이용 경험이 없는 경우 17.3% 감소, 승하차 불편을 느끼는 경우 16.6% 지불수준이 증가한다.
이중허들 음이항 모형의 AIC 값은 14674.91, BIC값은 14807.29이며 해당 지표는 다른 모형과 비교하여 해석해야 의미가 있고 낮을수록 더 적절한 모형으로 간주할 수 있다. 모형의 설명력을 나타내는 Cox-Snell R² 값은 0.065로 낮은 편인데 이는 종속변수인 지불의사액의 분포가 비선형이고 0값을 많이 포함하고 있는 특성에 영향을 받은 것으로 판단된다. 또한 대부분 객관식으로 응답하는 설문 방식의 한계로 개인 특성에 따라 복잡하고 다양한 영향을 받는 종속변수인 지불의사여부와 지불수준에 미치는 영향 요인을 충분히 고려하지 못한 가능성이 있다. 그럼에도 본 연구는 다수의 변수가 통계적으로 유의하고 교통약자 지원 정책을 지지할수록 지불의사가 높은 것처럼 분석 결과가 논리적으로 타당하므로 설명력은 다소 낮지만, 종속변수의 특성과 유의한 변수의 존재, 해석의 논리성을 모두 고려하였을 때 본 연구에서 제시하는 시사점은 신뢰할 수 있다.
결론
본 연구는 서울시민을 대상으로 서울시 시내버스 저상버스 도입률을 선진국 수준으로 추가 도입하는 것에 대한 지불의사액을 추정하고 지불의사와 지불수준 각각에 영향을 주는 요인을 밝혀 저상버스 정책에 필요한 계량적 기초자료를 제공하는 것을 궁극적인 목적으로 한다. 지불의사금액은 조건부가치측정법을 활용하여 만 65세 이상의 고령자 289명을 포함한 20대 이상 서울시민 1,473명의 자료를 양분선택형 질문을 통해 수집하였다. 분석모형으로는 지불의사와 지불수준을 두 단계로 나누어 분석하며 데이터 과분산 처리를 위해 이중허들음이항 모델을 사용하였다. 설명변수는 개인특성변수로 성별, 연령, 외출 빈도, 가구소득, 건강 상태, 운전 면허 보유 여부, 자동차 대수를 사용하였으며 이용자인식변수로 교통약자 지원 정책에 대한 지지도, 버스이용변수로 저상버스 이용 경험, 월 시내버스 요금 지출액, 버스 이용 불편 사유를 설정하였다.
종속변수인 지불의사액은 응답자 평균 약 171.36원이며 만 65세 이상 고령자의 평균 지불의사액이 가장 높고 20대 지불의사 비율이 가장 높았다. 이러한 분포는 주 분석에서 연령이 낮을수록 지불의사 가능성이 높고 연령이 높을수록 지불수준이 높아지는 결과로 이어져 모형설정과 분석 결과에 설명력을 더한다. 국내에서 진행된 유사 연구의 저상좌석버스 도입에 대한 지불의사액인 일반인 약 126원, 교통약자 약 117원 대비 본 연구의 지불의사액이 다소 높게 도출되었는데 이는 교통수단과 조사대상지의 차이점에서 기인할 수 있다.
지불의사에서 건강 상태가 좋을수록, 연령이 낮을수록(Choi et al., 2023; Lin and Tan, 2017; O’Garra et al., 2007) 저상버스 도입에 긍정적인 것으로 나타났으며 이는 연령과 지불의사를 교차분석한 결과에서도 확인할 수 있다. 이를 바탕으로 젊은 세대와 건강한 이용자들도 저상버스 추가 도입 정책의 편익을 느끼고 있는 것을 알 수 있으며 저상버스 추가 도입 정책의 대상을 전체 시민을 대상으로 확대할 필요가 있어 보인다. 나아가 젊은 세대가 저상버스 정책의 직접적인 수혜자가 아님에도 높은 지불의사 비율을 보여 약자 배려 정책에 대해 상대적으로 더 지지하는 것을 알 수 있다. 또한 지불수준에서는 연령이 높을수록 더 많이 지불하는 것으로 나타나 젊은 세대에 비해 중장년층은 지불의사 형성에는 상대적으로 소극적이지만 지불의사가 있다면 보다 적극적으로 지불하는 것을 알 수 있다. 이러한 결과를 바탕으로 저상버스 추가 도입을 위한 정책 설계 시 중장년층을 대상으로 저상버스 정책에 쉽게 접근할 수 있는 정보를 제공하는 등의 진입 장벽을 낮추는 정책 방안이 필요할 것으로 보인다.
교통약자 지원 정책에 찬성할수록 지불의사 확률이 높아지는 것을 통해 다른 사람의 복지에 관심을 반영하는 이타적 가치 지향의 성향을 보인 사람들이 사회적 행동에 참여할 가능성이 더 높다는 연구 결과(Steg et al., 2005)를 재확인할 수 있었다. 뿐만 아니라 지불의사와 지불수준에서 승하차에 불편을 겪는 사람들이 더 많이 지불하는 것으로 분석되어 실제 버스 이용 시 승하차에 어려움을 겪는 이용자가 지불의사액이라는 수단을 통해 저상버스의 필요성에 대해 적극적으로 동의하는 것을 알 수 있다. 또한 저상버스를 이용해 본 이용자일수록 지불의사액이 많아지는 것으로 나타나 개인의 정책 경험이 지불 수준에 영향을 주는 것으로 보이며 이를 통해 정책 시범사업의 필요성을 확인할 수 있다. 또한 월 시내버스 요금 지출액이 높은 이용자일수록 지불의사가 감소하는 것으로 분석되어 이미 많은 요금을 지불하고 있는 이용자들은 추가 지불이라는 인식에 거부감을 느낄 수 있고 이를 고려하여 저상버스 추가 도입 시 생기는 사회적 편익에 대해 충분히 설명하여 시내버스 요금에 대한 부담감을 덜어주도록 배려하여야 한다. 마지막으로 건강 상태가 좋다고 인식하는 이용자일수록 지불의사가 높게 나타나 반대로 건강이 나쁘다고 인식하는 이용자는 저상버스 추가 도입에 반대하는 의사가 있을 가능성이 있다. 이러한 이용자는 교통약자 지원 정책의 직접 수혜자가 될 확률이 높다고 여겨지는데도 불구하고 저상버스라는 교통수단을 대중교통 접근성 또는 개인의 이동성 향상에 크게 기여하지 않는다고 생각한다고 볼 여지가 있다. 이러한 점은 본 연구에서는 다루지 못하였지만, 후속 연구에서 조사해 볼 필요가 있을 것으로 보인다.
본 연구에서는 이중허들음이항 모델을 이용하여 지불의사액을 분석하여 지불의사와 지불수준 각각의 단계에 영향을 주는 요인이 다르다는 것을 확인하였으며 저상버스 추가 도입에 대해 시민들에게 지불의사액을 직접 설문을 통해 분석함으로써 시민들이 생각하는 적정 요금을 고려할 수 있고, 이를 통해 더욱 실효성 있는 정책이 이루어질 것이라는 측면에서 실무적 기여가 있다.
다만 본 연구는 가상 시나리오를 전제한 응답을 토대로 한 분석으로 현실을 그대로 반영하지 못한다는 한계를 가질 수 있고 본 연구의 설문조사가 서울시민만을 대상으로 조사했기 때문에 버스 이용 환경이 다른 다른 지역, 타 국가에서 그대로 적용되기에는 한계가 있다.
그럼에도 본 연구는 저상버스 도입 수준이 국가의 목표에 한참 미달하는 현시점에서 저상버스 추가 도입 정책에 대한 필요성과 정당성의 근거로 활용될 수 있고 지불의사액 연구에서 새로운 방법론을 시도했다는 점에서 의의가 있다. 추후 저상버스를 선진국 수준으로 도입하는 데 계량적 정책 자료로 활용될 수 있을 것으로 기대한다.
