지방정부의 대기환경예산 지출이 대기오염 정도에 미치는 영향

2. 1 연구대상 및 자료의 출처

본 연구는 대기환경에 있어서 지방정부의 대기환경예산 지출의 효과를 측정하고자 지방자치단체의 축적된 시계열 예산자료 및 같은 기간 지자체별 평균 대기오염물질의 농도를 분석의 대상으로 선정하였다. 대기오염물질의 농도는 측정망 단위 평균값으로 측정되기 때문에 모든 기초지방자치단체 단위로 수합되지 않는 한계가 존재하여, 분석의 단위는 16개 광역지방자치단체로 하였다.

1995년에 민선 자치단체장이 탄생하면서 1996년도부터 본격적으로 지방자치가 시행됨에 따라 분석에 필요한 지방자치단체별 자료가 1997년부터 기록되기 시작하였으나 지방정부 예산 항목에서 2008년 이전의 환경관련 예산은 명확한 기준항목으로 존재하지 않을 뿐 아니라 각 지자체의 하위기관 기능별 세출항목 역시 일관적이지 않아 뚜렷이 환경예산을 정의 및 분류하기가 어렵다. 2008년부터는 지방예산 및 결산 항목에 ‘환경보호’ 분류가 명확히 존재하는 바, 본 연구에서는 자료의 일관성 확보 측면에서 2008년부터 2014년도까지 7개년도의 자료를 지방재정통합공개시스템 지방재정365 (http://lofin.moi.go.kr)에서 추출하였다.

대기오염물질의 지자체별 월평균 농도는 환경부 대기환경월보 및 한국환경공단의 에어코리아 통계정보시스템 (http://www.airkorea.or.kr/sidoStatistic)을 통하여 수합하였다. 에어코리아는 전국의 대기오염측정망에서 측정되는 아황산가스, 일산화탄소, 이산화질소, 오존, 미세먼지 등의 대기오염도 자료를 수집·관리하는 국가대기오염정보관리시스템 (NAMIS)을 구축하여, 국가와 지방자치단체 등 행정기관에서 대기환경정책 자료로 활용함은 물론 일반 국민에게도 대기오염 관련정보의 접근성을 제공하고 있다. 이들 대기환경 기준물질 중 아황산가스, 일산화탄소의 경우에는 16개 광역지자체 모두 연평균 오염농도가 대기환경기준보다 크게 낮아 지방자치단체가 해당물질의 환경개선을 정책목표로 중요하게 상정할 가능성이 낮다고 판단하고 분석대상물질에서 제외하였다. 이에 따라, 이산화질소, 오존, 미세먼지 가운데 2008년부터 2014년까지 데이터 수합이 이루어진 미세먼지 (PM₁₀; particulate matters less than 10 micrometers in diameter로, 직경이 10 μm이하의 입자상 물질을 통칭한다) 농도자료를 사용하였다. 본 연구에서는 보다 정교한 분석을 위한 16개 지자체의 특성들도 수합하여 분석에 포함하고자 하였으며 이를 위해 광역지자체의 경제적, 인적, 환경적 요인에 대한 정보를 나타내는 지자체별 재정자립도, 지역 내 총생산 (GRDP; Gross Regional Domestic Product, 지역 내 총생산은 생산측면의 부가가치로서 각 시·도내에서 경제활동별로 얼마만큼의 부가가치가 발생되었는가를 나타내는 지표이다), 인구 및 공무원수 자료 등을 국가통계포털 (http://kosis.kr)에서 함께 수합, 분석자료를 구축하였다. 분석에 사용된 변수별 자료들의 기술 통계량은 표 1과 같다.

Table 1.

Descriptive statistics used for the analysis.

2. 2 분석모형 및 변수의 설정

정부의 지출이 환경에 미치는 영향을 분석, 평가한 Bernauer and Koubi (2006)의 연구는 통계적 분석을 위하여 종속변수인 환경의 질을 이산화황의 농도로, 독립변수를 GDP 대비 정부지출의 비율로 하고 정치적, 경제적 변인들을 통제변수로 하여 실증분석을 실시하였다. 그러나 이런 통계분석은 몇 가지 중요한 한계가 존재한다. 첫째, 독립변수인 정부지출이 비단 환경의 영역에 국한된 것이 아닌 정부지출의 총량을 사용하여 환경부분 지출이 환경의 성과에 미치는 영향을 평가하기에는 어려움이 존재하며 둘째, 환경오염수준이 높기 때문에 정부 지출액이 큰 역의 인과관계가 존재할 가능성이 있다. 이뿐만 아니라 셋째, 인구수와 소득수준에 의하여 결정되는 정부지출부분과 정부의 정책의지에 의하여 결정되는 정부지출부분을 구분할 수 없다. 정부가 정책목표를 갖고 지출을 집행했을 때, 정책목표가 효과적으로 달성되었는지 여부가 성과평가에 있어서 중요한 요소임을 고려할 때 기존 분석의 한계점이 명확하다. 마지막으로 종속변수로서 오직 한 가지 오염물질의 농도만을 분석대상으로 삼은 것도 아쉬운 점으로 남는다.

본 연구는 국내 자료를 이용하여 정부지출이 환경오염에 미치는 영향을 실증적으로 분석하기 위해 선행통계분석의 논리적 틀을 유지하면서 기존의 분석에서 존재하는 한계점을 보완하여 보다 엄밀한 분석을 실시하였다. 이에 따라, 지방정부의 대기환경예산을 설명(독립)변수로 하고 종속변수인 대기오염물질의 농도와의 상관관계를 파악하면서 지방정부의 내부 역량, 정치적 요인, 그리고 환경적 요인을 통제변수로 활용하여 분석의 정교화를 시도하였다. 그림 1은 본 연구의 분석틀을 도식화 한 것이다.

Fig. 1.

Framework of the analysis of this study.

분석에서 설명변수는 두 가지 방법으로 각각 측정하였다. 첫 번째로는 지방자치단체의 지출예산 총액 대비 대기환경부문의 예산 비율로 측정하였고, 두 번째 방법으로는 지자체의 관측가능한 특성 및 관측불가능한 (unobservable) 불균질 (heterogeneity) 특성을 통제한 뒤 잔차항 (residual)을 추정하는 방법을 사용하였다. 이러한 잔차항 추정을 분석에 도입한 것은 임금과 기업의 성과 사이의 관계를 추정하는 계량경제학 연구들(Ouazad, 2006; Abowd et al., 2002; Winter-Ebmer and Zweimüller, 1999)에서 사용되던 분석 방법을 본 연구에 적용한 것이다. 이들 선행연구에서는 노동자의 임금이 개인의 성별, 학벌, 재직기간 등 여러 특성에 의하여 이미 결정되는 부분과 기업의 임금정책에 의하여 결정되는 부분이 있음을 지적하면서 노동자 개인의 특성을 통제한 후 노동자 임금의 잔차항 (residual)이 기업의 임금정책의 대리변수 (proxy)로서 사용하고 있다. 본 연구에서 설명변수로 사용한 지자체의 환경예산도 책정과정에서 지역의 인구, 경제적 특성에 따라 고정적으로 이미 결정된 부분이 존재하고 지자체의 정책방향과 계획에 따라 결정되는 부분이 존재한다고 볼 수 있다. 따라서 경제학 연구에서 사용된 바와 같이, 지방의 특성을 통제한 대기예산의 잔차항 추정으로 지자체의 대기환경정책을 반영하는 예산액 분을 보다 엄밀하게 측정하였다.

이에 따라, 본 연구는 먼저 지자체의 특성과 연도 및 지역 고정효과를 포함하여 대기환경예산을 다음 식 (1)과 같이 추정한다.

위 식에서 B_it는 지역 i의 t년도 지방정부의 대기환경분야 지출을 의미하고 X는 해당지역의 시간에 따라 변화하는 특성 (인구수, GRDP, 재정자립도, 공무원 수)을 나타낸다. α_i와 i의 지역 고정효과를, φ_t는 연도 고정효과를 나타낸다. 이때 잔차항 ε_it를 추정하여 지역 i의 t년도 대기환경정책을 반영한 지방정부 지출의 대리변수로 사용한다.

이렇게 측정된 두 가지 형태의 예산자료를 설명변수로 하여 다음 식 (2-1), (2-2)와 같이 각각 다변량 회귀분석을 실시하였다.

여기서 PC_it는 지역 i의 t년도 대기오염물질의 농도를 나타내고 Ratio_Air_it-1는 같은 지역의 t- 1년도 전체 예산에서 대기환경예산 대비 대기환경예산의 비율, $$ B\_{\widehat{Resid}}_{it-1}$$는 동 지역의 자료로 식 (1)을 통해 추정한 t- 1년도 대기환경예산의 잔차항을 나타낸다. 이와 같이 설명변수의 t- 1년도 자료와 t년도 종속변수의 관계를 분석하였는데, 이는 정책시행을 통해 목표달성 등의 가시적인 효과가 나타나기까지는 일정시간이 소요된다는 점을 고려할 뿐만 아니라 시간적으로 선행하여 결정된 예산 및 정부지출로 후행하여 발생한 대기오염정도를 분석함으로써 분석상 역의 인과관계가 발생할 수 있는 오류를 방지하기 위해서이다. 특정연도의 정부지출의 효과가 어느 정도의 시간이 지나야 현상적으로 나타나는가에 대한 객관적인 논거는 제한적이지만 예산의 책정 및 집행은 일반적으로 1년 단위의 시간 간격으로 이루어지는 바, 기존의 예산분석 연구 (Yoon et al., 2009; Oh, 2005; Kim, 2001)에서와 마찬가지로 특정연도 대기예산의 효과는 그 다음 해의 대기오염농도 발생에 영향을 미칠 것이라고 분석상 가정한 것이다.

식 (2-1) 및 (2-2)에서 공통적으로 포함한 Z_it는 시간과 지역에 따라 변화하는 지방자치단체의 특성변수들을 통제한 것이고, θ는 특성변수들로는 포함되지 못한 지역의 고유성질을 추가적으로 통제하기 위한 지역 고정효과를 뜻하며 마지막으로 τ_t는 연도 더미 (dummy) 변수를 나타낸다.

이때 설명변수인 예산이 종속변수인 오염물질의 농도에 미치는 영향은 두 변수의 상관계수인 ρ를 통하여 판별해 볼 수 있다. 상기의 분석을 위한 통계프로그램은 STATA SE 13을 사용하였다.

3. 1 시계열 자료 분석

지방자치단체의 총 예산 및 환경관련 예산항목의 금액이 시계열에 따라 어떻게 변동되는지 살펴보면 그림 2와 같다. 이를 보면, 지자체 전체 예산은 2008년 약 125조에서 2015년 약 173조로 매년 1~10% 수준 내에서 증가하는 추세임을 알 수 있고 이 중에서 ‘환경보호’ 예산도 2008년 약 1,370억에서 2015년 약 1,710억으로 총액은 전체 예산의 증가경향에 따라 함께 증가하고 있었다. 환경보호 예산이 차지하는 비중은 매년 전체 예산의 10% 안팎으로 큰 변화는 없으나 전체적으로 소폭 비중 감소가 관찰된다.

Fig. 2.

Trend of the total and environmental budget expenditures of local government.

환경예산과 이 중 포함된 대기와 관련된 예산의 변화만을 따로 분류하여 변동을 비교하면 흥미로운 차이가 관측되었다. 그림 3은 전체 예산 대비 환경예산의 비율과 환경예산에서 대기관련 예산이 차지하는 비율의 변화를 광역시 (서울, 부산, 대구, 인천, 광주, 대전, 울산) 지역과 광역도 (경기, 강원, 충북, 충남, 전북, 전남, 경북, 경남, 제주) 지역으로 나누어 파악, 비교해 본 것이다. 이를 보면 광역도는 전체 예산에서 환경예산에 평균적으로 약 11% 내외를, 광역시는 약 7% 내외를 할애하고 있음을 알 수 있다. 또한 이는 연도변화에 따라 큰 변화 없이 일정한 수준을 유지 중이다. 이는 넓게 이야기하여 도시지역보다 농촌지역이 더 높은 비율의 환경예산을 투입하고 있다고 볼 수 있는데, 광역도 지방자치단체에서 지역 내 환경관리 및 환경질 개선문제가 중요도가 상대적으로 더 높으며 환경관련 행정업무가 많음을 시사한다. 한편, 환경예산에서 광역시·도가 각각 어느 정도의 예산을 대기관련 행정업무에 사용하고 있는지를 비교해보면 광역도는 전체 환경예산의 약 2%만을 대기환경분야에 지출하는 데 반하여, 광역시는 약 9% 정도로 비율 차이가 상당함이 관찰되었다. 이는 전체 예산 중에서 환경예산에 투입하는 예산의 도농 간 차이는 존재하지만 정도가 크지 않았던 것에 비하여 대기관련 사업에 쓰이는 예산의 비중은 도농 간 현격한 차이를 보이고 있음을 알 수 있다.

Fig. 3.

Comparison of the trend of the fractions of environmental and air-sector budgets in (a) metropolitan local governments and (b) provincial local governments.

환경예산을 보다 구체적으로 살펴보면 환경예산은 그 하위 예산부문이 ① 상하수도·수질 ② 폐기물 ③ 대기 ④ 환경보호일반으로 나뉘어 지출된다. 그림 3은 총괄 예산에서 광역도 및 광역시의 전체 환경예산 및 대기환경예산의 비율을 보여주고 있다. 그림 3에서 광역도 지역의 대기부문 환경예산 비율이 현저히 낮은 것은 대기질 관리 및 대기오염개선의 문제가 광역도 지역에서는 크게 정책문제로 다루어지고 있지 않음을 시사한다. 광역도 행정구역 내에는 전답의 토지지분이 높고, 공장지대 역시 더 많이 존재하는 바 수자원관리 및 폐기물 관리의 중요도가 상대적으로 높아 대기부문에 있어서는 예산지출의 비율이 높지 않은 것으로 해석할 수 있다. 또는 개발이 이루어지고 인구밀도가 높은 도시 지역에서 대기의 질적 수준을 높이는 것을 더 중요하게 생각하여 행정적 역량을 더 많이 투입하고 있거나 혹은 광역시 지역에서 도로오염 및 기타 오염원 발생정도가 높아 대기질이 광역도 지역보다 실제로 나빴기 때문에 더 많은 예산을 투입하여 개선노력을 기울인 것일 수도 있다.

이러한 주장을 확인하기 위해 본 연구에서는 우선 대기오염농도변화와 예산비율 변화의 패턴에서 유사성이 관측되는지를 그래프를 통해 시각적으로 관찰하였다. 그림 4를 보면 전체 광역지자체 예산에서 대기환경예산이 자치하는 비율의 변화패턴이 본 연구에서 분석대상으로 삼는 대기오염물질인 미세먼지, 오존, 이산화질소의 농도 변화패턴을 비교한 것으로 그림상에서 특정한 유사성이 관찰되지 않았다. 이산화질소의 농도만이 상대적으로 도시지역에서 더 높아 대기환경예산 비율의 도농 간 비교 그래프와 적은 정도의 유사성을 갖고 있었으나 미세먼지는 광역도-광역시 간의 농도차이가 크게 존재하지 않았고 오존의 경우에는 오히려 광역도 지역의 농도가 광역시에 비하여 소폭 높은 것으로 나타났다. 따라서 시계열적 대기환경예산 및 대기오염농도 자료의 관측에서는 지방자치단체의 대기예산이 대기환경과 연동되어 변화하지 못하고 대기부문에 관련한 정부지출이 대기오염을 감소시키는 데 효과적으로 작용하지 못하고 있을 것임을 시사하고 있었다. 대기환경부분에서 지방자치단체의 예산지출과 실제 대기환경오염정도 사이의 관계를 보다 정확하게 분석하기 위하여 3.2절에서 논의한 계량경제학적 통계기법을 사용하여 분석을 실시하였다.

Fig. 4.

Comparison of the trend of the fractions of the air-sector budgets and the concentrations of air pollutants in metropolitan and provincial local governments.

3. 2 예산효과 실증분석

먼저 연도 및 지역 고정효과를 포함하여, 광역지방자치단체의 전체 예산에 대한 대기환경예산의 비율과 다음 해 대기환경오염물질의 농도 관계를 회귀분석한 결과는 표 2와 같다. 미세먼지 (PM₁₀)와의 관계를 먼저 살펴보면 통제변수를 추가하지 않고 대기환경예산의 비중과 오염농도만의 관계를 살펴본 모형 (A)에서는 예산액이 단위액 증가할 때 오염농도가 316.1 μg/m³ 증가하는 관계가 존재한다고 말할 수 있다 (ρ=316.1, p<0.1). 그러나 모형 (B)와 모형 (C)에서 점차적으로 통제변수를 추가하면 이러한 통계적 유의성이 사라지는 것이 관측된다. 이를 통해 미세먼지의 농도에 있어서 전년도 지방자치단체의 예산 중 대기환경예산의 비율은 그 영향력이 유의하지 않았다고 판단할 수 있다. 이후, 오존 및 이산화질소의 대기 중 농도에 대한 동일한 분석을 시행하였을 때에도 통제변수를 모두 통제한 분석모형에서는 (표 2 중 모형 (C)) 대기환경예산 비중이 통계적으로 유의한 효과가 나타난 것이 없었다. 즉, 미세먼지뿐만 아니라 다른 대기오염물질의 관리에 있어서도 지자체의 대기환경예산 비중은 의미있는 역할을 하지 못하고 있음을 확인할 수 있다.

Table 2.

Statistical analysis of the ratios among the concentrations of air pollutants and local air-sector government’s expenditure.

한편, 통제변수 가운데에서 지방자치단체의 재정자립도가 미세먼지 농도에 통계적으로 유의미한 양의 관계를 갖고 있음이 함께 관측되었는데 (ρ=0.423, p<0.01 (모형 (B)), ρ=0.365, p<0.001 (모형 (C))), 이는 산업화가 진행되어 지역주민의 소득이 높은 지역에서 산업활동 및 자동차 사용 등이 높아 미세먼지의 발생 및 농도가 높은 것을 시사한다.

같은 분석모형을 사용하여, 광역지방자치단체의 시간에 따라 변화하는 특성들을 통제하여 추정한 대기환경예산의 잔차항 (residual)과 대기오염물질의 농도 관계를 회귀분석하였을 때에도 비슷한 결과가 도출되었다 (표 3). 미세먼지, 오존 및 이산화질소 세 가지 오염물질 농도 모두에서 예산 잔차항이 통계적으로 유의미한 영향력이 없음이 관측되었다. 동 분석에서 잔차항이 의미하는 것은 예산 배정과정에서 지역인구 및 지역 의 경제적 특성에 따라 책정되는 것이 아닌 지방자치단체의 대기환경에 대한 정책방향 및 강도를 대리하는 것인 바, 이 결과는 광역지자체의 대기환경정책의 효과가 실질적인 환경의 질 개선으로 이어지지 못하고 있다는 것을 시사한다. 즉, 지방환경예산 중 대기예산의 경우, 대기환경질의 제고라는 본래의 목적에 부합하는 효과적인 예산사용이 이루어지지 못했다고 해석할 수 있다.

Table 3.

Statistical analysis of the residuals among the concentrations of air pollutants and local air-sector government’s expenditure.

이산화질소의 농도와 잔차항 회귀분석의 모형 (C) 결과를 보면 통제변수 가운데 지역의 특성변수와 이산과질소 농도 사이에 통계적으로 유의미한 관계가 존재함을 함께 관측할 수 있었다. 지역 내 총생산 (GRDP)의 경우 생산량 총액은 이산화질소 농도와 낮은 음의 관계 (ρ=- 1.2e- 10, p<0.01)가 존재하고 지역의 주민등록 인구수와는 양의 관계 (ρ=4.37e- 9, p<0.01)가 존재하였다. 이는 이산화질소가 거주 주민이 많을수록 더 많이 발생할 수 있는 오염물질이며 이산화질소로 인한 대기오염 저감을 위하여는 인구분포를 고려한 정책수립이 필요함을 의미한다. 더하여, 이러한 경향이 다른 오염물질의 농도와의 관계에서는 관측되지 않는 바, 오염물질의 종류별로 지역의 인구통계학적, 경제적, 환경적 특성을 고려한 세밀한 정책계획이 필요함을 시사한다.