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공직자 부패저감을 규제개혁과 같은 부패저감 투입물을 포함하는 생산과정의 산 출물로 간주하면서 1986년부터 2000년까지 15년 기간동안 국민생활과 직접 관련이 있는 건축, 소방, 보건위생, 그리고 환경분야별로 시계열분석을 시도하였다. 이는 분 야별 부패저감에 대한 규제개혁 조치의 성과를 검정함을 의미한다.

한편 1998년에 시행한 대부분이 규제완화에 속하는 규제개혁 조치는 2000년에 부패저감에 관한 성과를 보인다는 가설을 기각할 수 없다는 추정 결과를 재확인하 기 위하여 건축, 소방, 보건위생, 그리고 환경분야를 관장하는 건설교통, 행정자치, 식품의약품안전청 및 보건복지, 그리고 환경부에서 규제개혁이 부패저감에 미치는 효과를 34개 중앙부처에 대한 2000년도 횡단면자료를 사용하여 추정하였다. 추정결 과로부터 건설교통, 행정자치, 보건복지 그리고 환경부처별 규제개혁이 이루어진 정 도를 파악하기 위하여 부패의 규제탄력성을 산출하였다.

또한 2000년에 나타나는 규제개혁의 성과를 표시하는 이원변수와 공무원 연수실 적을 상호작용시킨 상호작용변수로부터 구조적 변화를 추정한다.

모형추정의 전반적인 결과와 분석을 요약하면 다음과 같다:

1. 건축, 보건위생, 그리고 환경분야별로 시계열자료를 사용하여 부패저감에 관한 규제개혁 조치의 추정결과는 1998년의 규제개혁 조치는 2년의 시차를 둔 2000년에 분야별 공무원의 부패저감에 성과가 있음을 보여준다. 반면에 소방분야의 경우 규 제개혁 조치는 부패저감에 의미가 없음을 보여준다. 그러나 비위유형별로 소방공무 원징계비율에 대한 회귀분석 결과 부패에 영향을 미치는 규제의 선별적 폐지는 주 로 공무원들의 금품수수의 감소에 기여하는 것으로 관측된다.

2. 이는 34개 중앙부처에 대한 2000년도 횡단면자료를 사용하여 추정한 결과 부패 저감에 대한 규제개혁 조치의 긍정적 효과를 재확인 할 수 있다. 한편 추정 결과로 부터 건축, 소방, 보건위생, 그리고 환경분야를 관장하는 건설교통, 행정자치, 식품 의약품안전청을 포함한 보건복지, 그리고 환경부처별로 부패의 규제탄력성을 산출 하였다. 건설교통부, 보건복지부, 그리고 환경부에 대한 부패의 규제탄력치는 각각 0.308, 0.960, 그리고 1.081로 추정된 바, 이는 두 개의 극단적 부처군(부처군Ⅰ은 국 방부와 국세청 그리고 부처군Ⅱ는 재정경제부, 산업자원부, 보건복지부, 공정거래위 원회, 금융감독위원회, 환경부, 건설교통부)에 포함된 9개 부처를 제외한 25개 부처 의 평균 탄력치인 0.302보다 높게 추정되었다. 이는 건설교통, 보건복지, 그리고 환 경부의 경우 지속적인 규제개혁의 강화필요성을 시사한다. 반면에 행정자치부에 대 한 부패의 규제탄력치는 0.178로 25개 부처의 평균 탄력치인 0.302보다 낮게 추정되 었는데 이는 향후 지속적인 규제개혁 못지 않게 규제의 품질개선도 중요함을 시사 한다.

3. 소방공무원징계비율과 건축, 보건위생 및 환경분야의 공무원 1,000명당 징계건수 에 대한 추정모형에서 규제개혁이 성과를 나타내는 2000년에 구조적 변화가 없다는 귀무가설을 기각한다. 추정 결과로부터 공직자부패는 1998년에 시행한 규제개혁 조 치가 성과를 나타내는 2000년에 공직자연수실적비율이 증가할 때 더욱 빠른 비율로 감소함을 알 수 있다. 이는 규제개혁 조치 이후 연수내용에 규제개혁에 관한 내용 을 추가하여 부패가 감소하였음을 시사한다. 따라서 규제개혁 교과과정으로 규제관 리와 관련한 행정입법과 법의 취지 및 하위법령에 대한 교육강화가 필요함을 알 수 있다.

본 연구를 수행함에 있어 몇 가지 제약이 있음을 고려해야 한다. 예를 들면, 시 계열분석에서 관측치의 수가 제한됨에 따라 규제개혁의 성과를 나타내는 해가 2000 년으로 국한되었다. 또한 소방분야의 비위유형별 징계받은 공무원의 수에 대한 자 료와 같은 공무원징계건수에 대한 세분화된 자료의 수집이 필요하다. 한편 개별 부 처별 부패의 규제탄력치를 산출할 필요가 있다. 이는 부처별로 탄력성이 다른 값을 가질 수 있음에 기인한다. 더욱이 징계생산함수에서 반부패기관(감사원 및 부패방지 위원회)의 조직에 대한 추가설명변수의 도입이 필요하다. 따라서 여기서 도달한 결 론을 해결함에 있어 자료의 축적과 더욱 많은 연구가 수행되어져야 한다.

부 록

<부표1> 부처별 부패에 대한 규제의 효과 추정1)

설명변수2) 종속변수

부처전체(S)3) 건설교통(S1) 행정자치(S2) 보건복지(S3) 환경(S4)

lnR 7.228

(1.939)***

7.481 (1.700)***

6.986 (1.910)***

R 0.134

(0.025)***

0.135 (0.024)***

lnE -1.494 (2.103)

-1.530 (1.841)

-1.849 (2.077)

E 39.730

(40.144)

53.608 (38.048) O1*lnR 45.175

(5.638)***

45.357 (4.937)***

45.671 (5.542)***

O1*R 8.004

(1.058)***

7.947 (0.988)***

O2*lnR 0.808 (1.251)

-0.052 (1.129)

1.123 (1.246)

O2*R -0.128

(0.025)***

-0.129 (0.023)***

D*lnR 7.369

(2.363)***

4.244 (2.911)

D*R 0.062

(0.059)

0.071 (0.030)**

상수항 -12.336 (12.246)

-13.477 (10.729)

-13.627 (12.048)

7.609 (3.939)*

6.063 (3.749)

R2 0.770 0.830 0.787 0.783 0.811

DW 1.873 2.059 2.096 1.867 2.184

F 24.337 27.357 20.651 20.190 23.997

SEE 13.844 12.122 13.583 13.703 12.792 주:1). ( )안의 숫자는 회귀계수의 표준추정오차임. ***, **, *는 양측검정 결과 각각 α=1%, 5%, 10%

수준에서 유의함을 나타냄. 반semi자연로그모형에서 탄력성은 다음의 과정으로 산출함:

Y=α01lnX+e일 때 α1=(∂Y/∂lnX)=(∂Y/∂X)*Xmean. 탄력성=α1*(1/Ymean).

단, Xmean과 Ymean은 각각 X와 Y의 평균값임. S와 R의 평균은 각각 23.905와 369.370임.

2). D*lnR과 D*R은 각각 개별 부처(건설교통, 행정자치, 보건복지, 환경부)를 지적하는 이원변수 (D)를 공무원 1,000명당 행정등록규제건수변수(R)와 상호작용시킨 상호작용변수들임.

3). O1과 O2는 각각 Si/Ri가 매우 높은 부처군(국방부, 국세청)과 매우 낮은 극단적 부처군(재정경 제부, 산업자원부, 식품의약품안전청을 포함한 보건복지부, 공정거래위원회, 금융감독위원회, 환 경부, 건설교통부로 구성된 주로 경제부처)을 1로 설정한 이원변수임. 이를 R에 상호작용시킨 상호작용변수(O1*lnR과 O2*lnR)를 제외한 후 반자연로그모형을 추정한 결과 SEE(회귀선의 표 준추정오차)가 24.122로 높게 추정되었음.

<부표2> 각 방정식에서 규제개혁의 성과로 인한 부패저감에 대한 공무원교육의 기울기에 대한 변화 추정1)

설명변수3)

분야별2) 건축

(ㅿlnARCH)

소방 (ㅿFF)

보건위생 (ㅿSANIT)

환경 (ㅿlnENV) ㅿlnSS{1} -0.931

(0.288)***

-1.058 (0.307)***

ㅿSS{1} -0.005

(0.285)

-0.573 (0.234)**

ㅿlnED{1} 0.264 (0.186)

0.313 (0.302) ㅿED{1} -0.006

(0.006)

1009.511 (529.426)* BV1

-1.161 (0.450)**

0.001 (0.001)

-8.489 (5.985)

-1.173 (0.453)**

BV2 -1.519 (0.485)***

-0.002 (0.002)

-1.142 (7.573)

-0.761 (0.620) BV3 -0.775

(0.336)**

-0.002 (0.001)

20.813 (8.673)**

-0.088 (0.456) RR*ㅿlnED{1} -0.187

(0.107)*

-4.144 (2.371)* RR*ㅿED{1} -0.004

(0.007)

-1106.454 (504.896)**

ε{1} -0.498 (0.829)

0.907 (0.413)**

-0.217 (0.922)

0.027 (0.740)

상수항 0.940

(0.346)**

0.001 (0.001)

-3.686 (4.571)

0.402 (0.232)*

R2 0.859 0.822 0.839 0.738

F 4.335 3.306 3.712 2.009

SEE 0.261 0.001 7.013 0.500

주:1). ( )안의 숫자는 회귀계수의 표준추정오차임. ***, **, *는 양측검정 결과 각각 α=1%, 5%, 10%수준에서 유의함을 나타냄.

2). 건축분야와 소방분야는 각각 양측대수모형과 선형모형을 오차수정모형으로 변환한 추정결과이 며 보건위생분야와 환경분야는 선형모형의 추정결과임.

3). BV1은 4개 분야 공히 정치적 안정(1991년-93년)을 1로 설정한 이원변수이며, BV2는 건축과 소 방 및 보건위생분야의 경우 서울올림픽(1988년-89년)을 그리고 환경분야의 경우 환경공무원 연 수실적이 가장 낮은 해(1999년)를 1로 설정한 이원변수임. BV3는 소방과 보건위생 및 환경분야 의 경우 지방선거가 실시된 해(91년, 94년, 98년)를 그리고 건축분야의 경우 건설부와 교통부를 통합한 시기 이후(95년-00년)를 1로 설정한 이원변수임. ε{1}는 오차수정항을 나타냄.

참고문헌

곽대종,『규제개혁과 부패의 상관관계 분석』, 국무총리 국무조정실, 2001.

김병운,「국민의료비 결정요인에 관한 시계열분석」,『보건경제연구』, 제6권, 제 2호, 2000, pp .31-49.

김 택,『관료부패론』, 학문사, 1999.

박수혁,「전기사업법제도에 관한 규제완화」,『규제연구』, 제10권 제1호, 200 1, p p.1 97-23 0.

사공영호,『규제개혁과 부패의 상관관계 분석』, 국무총리 국무조정실, 2001.

신봉호,『한국의 부패와 반부패구조』, 한울아카데미, 2000.

이종원,『계량경제학』, 박영사, 1997.

장근호,『규제개혁과 부패의 상관관계 분석』, 국무총리 국무조정실, 2001.

최병선ㆍ사공영호,「부정부패와 정부규제」,『한국행정연구』, 제5권 제4호, 19 97, p p.4 9-71.

하병기 외,『규제개혁의 경제효과 분석』, 산업연구원, 1999.

한국행정연구원,『공직자 부정부패 실태조사 및 개선방안』, 2000.

Beggs, J. J., Diagnostic Testing in Applied Econometrics," Economic Record, Vol.64, No.185, 1988, pp.81-101.

Bertok, J., Trust in Government, OECD/PUMA, 2000.

Breusch, T. S. and Pagan, A. R., A Simple Test for Heteroscedasticity and Random Coefficient Variation," Econometrica, Vol.47, No.5, 1979, pp.1287-1294.

Giannaros, D. S., Long-term Real Interest Rate Forecasting and the Role of Uncertainty and Deficit," Initial Paper presented at Fifth International Symposium on Forecasting, Montreal, Canada, 1985.

Leamer, E. E., Specification Searches, John Wiley & Sons, Inc., New York, 1978.

Lewis, D. E., O'Brien, D. T. and Thampapillai, D., Statistics for Business and Economics, Harcourt Brace Jovanovich Publishers, Sydney, 1990.

Maddala, G. S., Econometrics, McGraw-Hill, Inc., New York, 1977.

, Introduction to Econometrics, Second Edition, Macmillan Publishing Company, New York, 1992.

Phillips, P. C. B., Understanding Spurious Regressions in Econometrics,"

Journal of Econometrics, 33, 1986, pp.311-340.

Public Management Committee, OECD, Flagship Report on Regulatory Quality, PUMA/REG(2001)1, 2001.

軍事施設保護法의 發展的 適用方向

- 京畿北部地域住民의 財産權 保障方案을 中心으로

소성규

(대진대학교 법학과 부교수 : 법학박사)

국문초록

경기북부지역은 군사시설보호법에 의해 재산권 행사에 막대한 제약이 가해지고 있 다. 그 결과 타지역주민과의 형평성 문제가 제기되고 있다. 따라서 지역주민의 재산 권 보장을 위하여 장기적으로는 인․허가의 주체를 군에서 행정기관으로 옮길 것을 제안한다. 단기적으로는 (가칭) 『군사시설보호구역허가사항협의업무심의위원회』를 신설하고, 재산권 보장규정을 신설하는 방안을 제안한다. 아울러 군사시설주변지역 의 환경관리실태의 문제점으로 말미암아 피해를 입은 주민을 위하여 (가칭) 『군사 시설주변지역생활환경피해방지및보상에관한법률』을 제정할 것과 경기북부지역주민 을 위한 특별법인 접경지역지원법에서 군사시설보호법을 우선하고 있는 규정의 개 정을 제안한다.

영문초록

An Alternative Proposal for Adopting The Military Installations Protection Law

So, Sung - Kyu

The Property rights of the residents in the north Kyonggi Province areas have been greatly limited and controled by the Military Installations Protection Law.

This matter becomes the issue of the disparities between the north areas of Kyonggi Province and other areas including the south Kyonggi Province areas.

Therefore, this paper proposes that the subject of permissions and authorizations for regional development should be changed from military to administrative authorities in the long run. In the short period, so-called "Military Installations Protection Areas Permission and Coordination Commission" should be

institutionalized and the regulations for property rights protection have to be enacted. Furthermore, this paper proposes that so-called "Residents' Life Environment Damage Protection and Compensation Law in Military Installations Protection Areas" should be enacted, and the provision that the Military Installations Protection Law takes precedence of the Border Areas Support Law, a special law for the regional development of the north Kyonggi Province areas, has to be revised.

핵심용어

군사시설보호법, 군사시설보호구역, 경기북부지역, 규제완화, 재산권 보장

관련 문서