지방공공서비스 공급을 위한 혼합계약방식의 효율성분석*

*이 연구결과물은 2008학년도 경남대학교 학술진흥연구비 지원에 의하여 이루어졌음. 2010년도 2월 한국국정관리학회 동계학술대회에서 발표한 내용을 수정․보완한 논문임. 학술대회 당시의 토론자 두 분과 논문게재과정에서 유익한 의견을 주신 익명의 세 분 심사자들께 감사드립니다.

- 도시정부 생활폐기물관리서비스를 중심으로-

｢지방정부연구｣ 제14권 제1호(2010 봄) : 107～133

□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□

An Analysis on the Efficiency of Joint or Mixed Contracting

in Public Services Delivery of City Governments in Korea

권 경 환

혼합계약방식이란 지방공공서비스 공급과정에서 공공생산방식과 민간생산방식을 중복적으로 유지하는 서비스 공급방식을 의미한다. 본 연구는 우리나라 기초자치단체인 시(市)를 대상으로 최근 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 확산되고 있는 혼합계약방식이 공공생산방식인 직영이나 민간생산방식인 민영화(complete contracting out)보다 효율성이 더 높은 지를 경험적·실증적으로 분석하는데 목적이 있다. 그 동안 생활폐기물관리서비스 자체의 효율성에 대한 분석은 자료포락분석(DEA) 등을 통해 국내에서 많이 이루어졌으나 서비스 공급유형(방식)에 따른 효율성 차이를 체계적으로 분석한 국내연구는 실무 행정분야에서는 물론이고 학계에서도 상당히 미흡한 실정인데, 본 논문은 이에 대한 반성에서 출발하였다. 본 연구는 연구방법론 측면에서 ‘제2종 오류’, ‘측정치의 비모수성’, 그리고 ‘다중공선성’ 문제를 완화하기 위해 관련 선행연구와는 달리 매트랩(Matlab)에 연동된 몬테칼로 분석법(Monte Carlo methods)을 포함한 ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)과 ‘부분최소자승(PLS) 회귀분석’을 적용하였다. 분석결과 우리나라 시(市)에서는 2003년의 경우에만 혼합계약방식이 민간생산방식보다 효율성이 낮은 것으로 나타났고 대체로 생활폐기물관리서비스 공급유형 간에는 효율성에 있어서 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았다. 이것은 혼합계약방식이 효율성을 나타낼 수 있도록 시(市)와 위탁업체가 생활폐기물수거처리사업을 제대로 운영하지 못한데서 온 결과일 개연성이 높다.

주제어: 혼합계약방식, 효율성, 주성분-자료포락분석, 부분최소자승 회귀분석

Ⅰ. 서 론

본 연구는 우리나라 도시정부의 생활폐기물 수거·처리사업을 대상으로 지방공공서비스 공급유형 중 하나인 혼합계약방식(joint contracting or mixed public-private delivery)이 공공생산방식(public production)이나 민간생산방식(private production)보다 더 효율적인지 여부를 분석하는데 목적이 있다. 혼합계약방식이란 지방공공서비스 공급과정에서 공공생산방식과 민간생산방식을 중복적으로 유지하는 서비스 공급방식을 의미한다. 따라서 본 연구는 우리나라 기초자치단체인 시(市)를 대상으로 최근 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 확산되고 있는 혼합계약방식이 공공생산방식인 직영(direct public delivery)이나 민간생산방식인 민영화(complete contracting out)보다 효율성이 더 높은 지를 경험적·실증적으로 분석하는 것이다.

1960년대 중반부터 최근까지 외국에서 이루어진 고형폐기물(solid waste) 수거처리서비스 공급의 공공생산 및 민간생산 효과를 비교·분석한 사례연구와 실증연구들을 종합해 보면, 민간생산방식을 통해 비용이 절감될 수 있다는 민영화 옹호론자들의 입장은 후퇴하고 있다. 특히 2000년 이후 미국 지방정부(municipalities)의 민영화 경험에 따르면 시지배인들(city managers)은 ‘시장을 통한 서비스 전달’과 ‘공공기획’이라는 단순한 이분법을 넘어(Hefetz & Warner, 2007) 효율성(efficiency), 시장관리(market management), 시민만족(citizen satisfaction)을 동시에 중시하는 경향을 보이고 있다. 그 결과 완전계약 형태인 민영화방식이 줄어들고 ‘공사혼합 서비스전달' 형태인 혼합계약방식이 급격히 증가 하였다(Warner & Hefetz, 2008: 155). 그리고 일부 실증적인 선행연구(Miranda & Lerner, 1995; Warner & Hefetz, 2008)는 혼합계약방식이 민간생산방식보다 더 효율성이 높다는 것을 경험적으로 뒷받침하고 있다.

우리나라의 경우에도 혼합계약방식은 민간생산방식과 더불어 최근까지 기초자치단체의 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 확산되어 왔다. 그럼에도 불구하고 그 동안 생활폐기물관리서비스 자체의 효율성에 대한 분석은 자료포락분석(DEA) 등을 통해 많이 이루어졌으나 서비스 공급유형에 따른 효율성의 차이를 체계적으로 분석한 연구는 상당히 미흡하다. 민선단체장이 출범한 1995년 이전부터 우리 지방자치단체들은 많은 지역에서 생활폐기물 수거처리사업을 민간위탁 등 민간생산방식을 통해 수행해 왔고 현재 혼합계약방식을 따르는 도시지역이 적지 않지만, 지금까지 실무 행정분야에서는 물론이고 학계에서도 어떠한 서비스 공급유형이 보다 효율적인지 체계적으로 비교․분석되지는 못했다. 본 연구를 통해 혼합계약방식의 효율성이 상대적으로 높다는 분석결과가 도출된다면, 기존의 비효율적인 민간생산방식을 대체하기 위한 방안으로 우리나라 도시정부가 공공생산방식으로의 회귀(back-in)보다는(Hefetz & Warner, 2004) 혼합계약방식을 선택하는 것이 더 적절할 것이라는 추론이 가능하다.

지방공공서비스 공급을 위한 혼합계약방식의 효율성분석

｢지방정부연구｣ 제14권 제1호(2010 봄)

본 연구에서는 먼저 제2절에서 생활폐기물관리서비스 공급유형에 대한 이론적 논의와 더불어 국내·외 선행연구를 검토하고 본 연구의 구체적인 방향을 제시한다. 그리고 제3절에서는 ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)을 통한 효율성지수 도출의 필요성을 언급하고 ‘부분최소자승(PLS) 회귀분석’ 모형의 설정과정을 설명하며, 제4절에서는 효율성 측정결과, 예비분석 및 부분최소자승 회귀분석 결과를 제시하고, 제5절에서 결론을 맺고 시사점을 도출하였다.

Ⅱ. 이론적 논의 및 선행연구 검토

1. 생활폐기물관리서비스 공급유형에 대한 이론적 논의

혼합계약방식이란 재산권이론과 공공선택이론에 기초를 둔 기존의 전부계약 혹은 전무계약(all-or-nothing contracting) 방식에서 벗어난 중간적 형태의 공공서비스 공급유형이다. Warner & Hefetz(2001; 2008)의 표현을 빌리면 혼합계약방식은 시장전달과 공공기획 사이의 단순한 이분법을 극복하기 위해 실용주의적인 지방정부가 이념의 구속에서 벗어나 구사하고 있는 시장에 대한 다양한 재구조화 전략(restructuring strategies) 가운데 하나이다. 시장과 정부 중에서 하나를 선택하도록 강요하는 것은 잘못된 이분법을 강제하는 것이므로, 공공서비스 전달과정에서 성과를 향상시키기 위해서는 시장과 정부를 함께 활용할 수 있는 방법을 강구하는 것이 더 바람직하다(Miranda & Lerner, 1995: 200)는 입장이다.

재산권이론과 공공선택이론은 민간생산과 공공생산 간의 효율성 차이를 설명하려는 두 가지 중요한 경제이론이다(Miranda & Lerner, 1995: 194).

공공서비스 공급유형은 공공서비스 효율성에 영향을 미치는 일종의 제도적 장치(institutional arrangements)인데(McDavid, 1985: 603-604), Miranda & Lerner(1995)는 서비스 전달 장치(service delivery arrangements)로, 김재훈은 거버넌스 구조로 각각 지칭한 바 있다.

재구조화는 지방정부가 공공서비스 공급과정에서 사회적으로 보다 효율적인 시장반응(경쟁적인 시장)을 촉진하기 위해 시장 내부와 외부에서 활발하게 움직이는 동태적인 과정이다(Warner & Hefetz, 2001: 26).

민간생산방식은 미국의 공공서비스 전달과정에서 그 동안 공공생산을 대체하기 위해 가장 광범위하게 활용되어 온 대안이었다. 이러한 지방공공서비스 공급의 민영화 추세는 일종의 개혁에 해당되는데, 시간이 지남에 따라 최초의 효과는 저감되기 마련이고(Kodrzycki, 1994; Ballard & Warner, 2000) 영구적인 최적의 정책대안은 될 수 없다. 공공서비스 공급과정에서도 Hirschman(1971)의 지적처럼 '알맞은 주기적 정책교환패턴'(a good periodical policy-switching pattern)을 발견하려는 노력이 중요한 것은 이 때문이다. 실제로 1990년대 이후 미국의 지방정부 차원patt다양한 시장조건과 사회적 관심을 다루기 위해 폭넓은 재구조화 전략이 사용되어 왔다(Warner & Hefetz, 2001: 2). 지방정부는 시장과 상호작용을 하면서 규제자, 공급자, 계약 관리자로서의 역할을 수행하지만, 경우에 따라서는 특정 서비스를 전달하기 위한 자체 필요성에 따라 시장을 창출하기도 한다. 혼합계약방식은 후자의 경우에 지방정부가 경쟁, 비용의 수용가능성, 서비스 질의 적정성, 서비스 공급의 안정성, 그리고 공동체 가치에 대한 책임성 등을 확보할 수 있는 전략이라는 것이다(Warner & Hefetz, 2001: 2).

혼합계약방식은 고형폐기물 수거사업의 민영화 효과에 대한 분석의 일환으로 1980년대 중반 캐나다에서 McDavid(1985)가 다룬 바 있다. 그리고 1990년대 중반 이후부터 최근까지는 미국의 도시공공서비스 전달분야에서 Miranda & Lerner(1995)와 Warner & Hefetz(2001; 2008) 등의 연구를 통해 사적인 서비스 전달 메카니즘을 사용하는 동안에도 공적 서비스 전달능력을 유지함으로써 시스템 내부에 가외성(redundancy)을 확보할 수 있는 수단으로 소개되고 있다.

가외성은 공공서비스 전달과정에서 항상 바람직한 것이라고 볼 수는 없다(Miranda & Lerner, 1995: 199). 그러나 관료제의 중복성(bureaucratic duplication)을 반대하는 전통적인 학문경향은 조직독점(organizational monopoly)을 옹호하는 것이라는 점(Bendor, 1985: 30)에서 잘못이 있다는 것이다.

미국의 지방정부에서 2000년 이후 혼합계약방식에 대한 관심이 증대된 것은 도시정부 지배인들(city managers)이 신공공관리론, 거래비용 경제학이론, 신공공서비스론 등 각각의 이론이 함의하고 있는 제반 원리들을 공공서비스 공급과정에 균형 있게 반영할 수 있는 방안의 하나로 혼합계약방식에 주목했기 때문이다. 이들 세 이론들은 Lowery(1998)가 논의한 세 가지의 ‘준시장실패’(quasi-market failure) 유형인 ‘시장형성의 실패’(failure of market formation), ‘선호의 오류’(preference error), ‘선호대체’(preference substitution) 등과도 관련이 있다.

경쟁과 비용절감에 지적 기초를 둔 신공공관리론의 관점에서 보면, 지방정부는 혼합계약방식을 활용해 생활폐기물 수거처리를 위한 경쟁시장을 형성하고 그 시장을 구성하는 한 행위자로 기능함으로써 계약을 통한 서비스 전달과정에서 발생 가능한 사적 독점(private monopoly) 현상을 해소하는 역할을 수행한다. 이 경우 지방정부는 직영조직 혹은 공기업형태를 띤 서비스 공급주체로서 민간생산을 담당하는 기업과 경쟁함으로써 경쟁부재에서 초래될 수 있는 ‘시장형성의 실패’ 문제에 대응한다. 지방정부는 공공생산을 통해 표준원가(benchmark cost) 산정을 지원하거나 서비스의 질을 확보할 수 있고 이러한 역할은 민간위탁기업의 사적생산과정에 압력으로 작용하게 된다(Warner & Hefetz, 2001).

계약관리의 어려움을 고려한 거래비용경제학의 관점에서는 전적으로 민간생산에 의존할 경우 서비스제공과 관련된 계약내용이 복잡해지고 서비스공급에 대한 감독과 모니터링이 어려워지는 등 거래비용(transaction cost)이 증가하는 문제가 발생하기 때문에 거래비용을 줄이기 위한 차원에서 지방정부가 공공서비스공급의 일부분을 담당하게 된다. 계약을 구체화하고 모니터링 하는 과정에서 발생하는 어려움은 공공선호에 부합되지 않는 서비스전달을 초래할 수 있기 때문에 혼합계약방식을 통해 이러한 ‘선호의 오류’를 방지해야 한다는 것이다.

그리고 모든 사람에게 더 나은 생활을 보장하려는 신공공서비론의 관점(Denhardt & Denhardt, 2003: 4)에서는 민영화 업체 내부 작업조건에 대한 규제와 시민참여 증진을 통해 사회와 환경의 질(social and environmental quality)을 높이는 지방정부의 역할이 강조되고 있다. 혼합계약방식을 유지하는 과정에서 서비스 공급자인 지방정부는 소득이나 인종과 같은 요인들보다는 공공생산과정에서 표출된 효율성이나 질(quality)과 같은 집합적 선호에 기초하여 소비자인 시민들이 선택행동을 하도록 유도함으로써(Warner & Hefetz, 2001: 4) ‘선호대체’‘의 문제에 대응해야 한다.

생활폐기물관리서비스 공급유형으로 그 동안 우리나라에서 논의되어 온 것으로는 크게 ‘공공공급 형태’, ‘민간공급형태’, ‘혼재형태’ 등 세 가지 형태가 있다. 여기서 공공공급 형태에는 시직영형태와 공기업형태가, 민간공급형태에는 계약수거제(공개경쟁입찰 혹은 수의계약), 독점적 허가제, 제한적 허가제, 자급자족형이 이  포함된다(손희준, 1992a; 1992b: 75, 151). 김재훈(2005: 212)은 기초자치단체의 생활폐기물수거유형을 ‘직접수거 전용’, ‘위탁수거 전용’, ‘직접수거/위탁수거 혼용’ 등으로 분류한 바 있는데, 이태가,손희준(1992b)의 연구에서 제시된 공급유형과 비슷하다. 정순관(2004)의 연구에 나타난 ‘복수계약제’는 동일한 지역 내에서 지역을 분할하고 다업체를 대상으로 계약을 체결하는 방식을 의미하는데, 실제로 우리나라의 경우에는 허가업체를 대상으로 계약체결이 이루어지고 있어 ‘복수계약제’는 ‘제한적 허가제’와 유사한 방식이라고 볼 수 있다.

손희준(1992b, 153)은 ‘제한적 허가제’를 복수의 민간기업들에게 허가해주는 제도로 파악하는데, 통상 이 경우에 시정부는 도시전체를 몇 개의 수거구역으로 구분하게 되고, 기업이 일정한 요건을 갖추고 있으면 그 지역의 수거권을 허가해 주게 된다고 보았다. 도시전체의 고형폐기물을 하나의 민간기업이 독점적으로 수거하도록 지정하여 허가하는 ‘독점적 허가제’와 구분하고 있다.

최근까지 우리나라 기초자치단체에서 생활폐기물 수거처리를 위해 혼합계약방식이 확대되었던 이유로는 생활폐기물관리사무의 시장성이 부족한 상황에서 전체 사무를 위탁할 경우 특정업체가 독점체제를 구축하게 되어 독점이윤을 누릴 가능성이 커지는 ‘시장형성의 실패’ 문제가 지적될 수 있다. 그리고 수익성이 낮고 근로조건이 열악한 지역은 수탁청소업체의 기피로 공공서비스의 제공이 원활하게 이루어지지 않는 사각지대로 전락할 우려가 있었기 때문이기도 하다. 수도권 지역을 제외한 우리 기초자치단체의 경우 지방이라는 지역적 한계로 인해 생활폐기물을 수거하는 전문업체의 수가 적기 때문에 수탁업체의 경쟁성을 확보하는 데는 애로사항이 적지 않다. 시장·군수·구청장들이 구역을 분할하는 다중계약방식을 취하는 경우에도 김재훈(2005: 220)의 지적처럼 기존의 허가업체들은 자기 구역 내에서 독점적 지위를 누리고 있고, 지방자치단체들이 기존 업체를 교체하고자 해도 실제로는 당장 위탁할 업체가 없는 어려움이 있다. 결국 이러한 상황에서의 전부위탁은 정부독점에서 민간독점으로의 수평이동 현상만 초래해 비효율성(공공서비스 질의 저하 및 비용증가)을 피하기 어렵기 때문에 혼합계약방식이 증가한 것이다.

2. 선행연구 검토: 생활폐기물관리서비스 공급유형에 따른 효율성 분석

1) 외국의 연구동향

생활폐기물관리서비스 전달과정에서의 공공생산과 민간생산의 효율성을 비교·분석한 외국연구는 1960년대 중반부터 북아메리카와 유럽지역의 국가에서 실증연구를 중심으로 이루어지기 시작해서 현재에 이르고 있다. 이러한 해외 선행연구의 대부분은 통상 회귀분석(OLS)이나 자료포락분석(DEA)을 사용함으로써 한 국가 내부의 수십 개에서 수백 개에 이르는 지방정부를 실증분석의 대상으로 삼고 있는 것이 특징적이다.

따라서 이러한 선행 실증연구에 대한 검토는 민영화의 실질적인 효과와 관련된 전반적인 경향을 파악하는데 있어서 소수의 몇 몇 지방정부를 대상으로 한 사례연구보다 나름대로 장점이 있을 것으로 판단된다. 아래에 소개된 <표1>과 외국의 연구동향에 대한 내용은 권경환(2008)의 연구결과를 일부 인용하였다.

구체적으로 살펴보면, 1990년대 후반까지의 연구는 주로 미국, 영국, 캐나다, 스위스 등에서 활발하게 이루어졌다(<표 1> 참조). 이 가운데 미국 지방정부를 대상으로 한 Hirsch(1965), Pier, Vernon & Wicks(1974), Savas(1977), Collins & Downes(1977), Stevens(1978), Dubin & Navarro(1988) 등의 연구를 제외하고는 대부분의 연구에서 민간생산(위탁)방식이 서비스 비용절감과 정(正)의 관계가 있다는 증거가 압도적으로 우세하게 나타났다. 특히 영국의 지방정부를 대상으로 한 연구에서는 의무경쟁입찰제도(CCT)에 의한 서비스 공급방식이 공공생산방식보다 효율적임을 제시한 분석결과가 대부분이다.

<표 1> 공공생산과 민간생산의 효율성을 비교한 실증분석결과(1960년대 중반～1990년대 후반)
연구지역	발표시기	연구자	비용이 절감된 생산(공급)방식
			공공생산	민간생산	비고
미 국	1965	Hirsch			공급방식 간 차이 없음
	1974	Savas		⃝
	1974	Pier, Vernon & Wicks	⃝
	1976	Kemper & Quigley		⃝
	1976	Edwards & Stevens		⃝
	1977a	Savas		⃝
	1977b	Savas		⃝
	1977c	Savas			공급방식 간 차이 없음
	1977	Collins & Downes			공급방식 간 차이 없음
	1977	Spann		⃝
	1977	Petrovic & Jaffee		⃝
	1978	Stevens & Savas		⃝
	1978	Stevens		⃝	대도시의 경우만 해당됨 (대체로 공급방식 간 차이 없음)
	1979	Savas		⃝
	1979	Bennet & Johnson		⃝
	1980	Savas		⃝
	1988	Berenyi & Stevens		⃝
	1988	Dubin & Navarro			독점적 공급(공공 혹은 민간)이 시장(경쟁)을 통한 민간생산보다 효율적임.[민간독점생산방식이 가장 효율적임]
	1999	Yi, Yang-Soo		⃝
영 국	1986	Domberger, Meadowcroft & Thompson		⃝
	1992	Buck & Chaundy		⃝
	1993	Szymansky & Wilkins		⃝
	1996	Szymansky		⃝
	1997	Domberger & Jensen		⃝
캐나다	1976	Kitchen		⃝
	1985	McDavid		⃝	민간생산방식은 공공생산방식이나 혼합계약방식보다 효율적임
	1986	Tickner & McDavid		⃝
스위스	1977	Pommerehne & Frey		⃝
주: ⃝은 상대적으로 효율적인 분야를 의미함

그러나 2000년 이후 최근까지의 연구논문들은 이전과는 달리 보다 다양한 지역을 분석대상으로 하면서 생활폐기물관리서비스 공급유형별 비용절감효과에 대해서도 상이한 분석결과를 제시하고 있다.

먼저 아일랜드 지방정부를 대상으로 한 Reeves & Barrow(2000)의 연구와 캐나다 327개 지방정부를 대상으로 한 McDavid(2001)의 연구, 그리고 노르웨이 지방정부를 대상으로 한 Busch & Gustafsson(2002)의 연구에서는 이전의 연구결과와 마찬가지로 민간생산의 비용절감효과가 상대적으로 더 큰 것으로 나타났다. GóMez-Lobo & Szymanski(2001)는 1997년 영국 노동당정부 출범 후 의무경쟁입찰제도가 폐지되었다는 점을 지적하면서 계량분석을 통해 향후 지방정부의 쓰레기 수거를 위한 지출비용은 증가할 것이라는 우려를 나타냈다.

McDavid(2001: 1-25)의 연구에서는 생활폐기물관리서비스의 단위원가(unit-costs)가 인구 1만명 이하의 지역에서만 민간생산방식이 공공생산방식보다 낮은 것으로 분석되었고 여타 지역에서는 두 생산방식 간에 통계적으로 유의미한 차이가 나타나지 않았다.

반면에 스웨덴 지방정부를 대상으로 한 Ohlsson(2003)의 연구에서는 공공생산의 비용이 민간생산에 비해 6% 더 저렴한 것으로 분석되었다. 그리고 스페인의 75개 도시정부를 대상으로 자료포락분석을 실시한 Bosch et al.(2000)의 연구와 스페인의 지방정부를 대상으로 회귀분석을 실시한 Bel & Costas(2006: 1-24)의 연구, 그리고 미국과 네델란드를 각각 대상으로 회귀분석을 실시한 Callan & Thomas(2001)와 Dijkgraaf & Gradus(2003)의 연구는 공공생산비용과 민간생산비용 간에는 통계적으로 유의미한 차이가 없다는 분석결과를 제시하고 있다.

혼합계약방식의 효율성 여부를 검토한 연구로는 먼저 캐나다에서 이루진 McDavid(1985, 2001)의 분석을 들 수 있다. 그의 1985년 연구는 1981년과 1982년에 실시된 캐나다 전역의 126개 도시정부(municipalities)에 대한 설문조사로부터 수집된 자료에 기초하고 있는데, 기술적 분석(descriptive analysis)과 다중 회귀분석을 통해 제시된 분석결과는 가구당 주택생활폐기물 수거비용과 청소부 1인의 시간당 폐기물수거량에 있어 혼합계약방식이 민간생산방식보다 효율성이 떨어진다는 것이었다. 본 연구의 후반부에는 리치몬드(Richmond)와 웨스트 밴쿠버(West Vancouver) 등 2개 시(cities)에 대한 사례연구(case studies)가 소개되고 있다. 사례연구를 통해 그는 생활폐기물관리서비스가 공공생산방식에서 민간생산방식으로 전환됨에 따라 어떻게 비용이 절감되고 노동생산성이 향상되었는지를 자세하게 보여주었다. 반면에 2001년의 연구에서는 327개 캐나다 지방정부 가운데 혼합계약방식을 따르는 지역들의 생활폐기물 관리비용이 전체 비용평균보다 더 낮게 나타났으며, 회귀분석결과 혼합계약방식이 이루어지고 있는 동일한 지방정부 내에서는 민간기업(contracted companies)이 공공부문보다 실질적으로 훨씬 더 적은 비용을 지출하고 있는 것으로 확인되었다.

공공생산방식(도시정부의 직접수집)은 26개(20.6%) 도시정부에서, 민간생산방식은 53개(42.1%) 도시정부에서, 그리고 혼합계약방식은 47개(37.3%) 도시정부에서 각각 나타났다(McDavid,1985: 603).

Miranda & Lerner(1995: 193)는 생활폐기물 수거·처리 등 64개 공공서비스 분야를 대상으로 실증분석을 통해 혼합계약방식(mixed delivery)이 완전계약(complete contract)에 의한 민간생산방식보다 효율적이라는 분석결과를 제시한 바 있다. 이들은 Landau와 Niskanen의 주장과 같은 맥락에서 공공독점방식이 민간생산방식으로 전환되더라도 서비스 전달과정에 가외성이 없다면(zero redundancy) 최적 효율성(optimal efficiency)은 증진될 수 없다는 생각을 가졌다. 이들은 회귀분석을 통해 혼합계약방식과 완전민간위탁방식이 지출, 고용, 임금 등에 미친 각각의 영향을 분석한 결과, 공공서비스 전달과정에 경쟁적 가외성(competitive redundancies)의 개념을 도입한 혼합계약방식이 조직의 성과를 향상시킬 수 있다는 것을 입증하였다.

Warner & Hefetz(2001: 25-26)는 연구보고서를 통해 공화당 출신 단체장인 Goodell이 1990년부터 1997년까지 재임한 인구 14만 명인 뉴욕 주의 Chautauqua 카운티에 대한 사례연구를 소개한 바 있다. 당시 Chautauqua 카운티에서는 서비스의 질과 효율성을 향상시키기 위해 다양한 전략들(영리단체 및 비영리단체로의 민영화, 도시간 협력, 조직내 성과향상을 위한 전략, 공사혼합전략 등)이 사용되었는데 그 가운데에서도 공사혼합전략(mixwd public/private strategies)이 가장 보편적으로 활용되었다. 카운티에서는 공공부문에서 별도로 공무원들이 청소업무(쓰레기 매립)와 컴퓨터 지원업무를 수행하지만 관련 서비스를 요청하는 부처에서 민간부문으로부터 더욱 저렴한 양질의 서비스를 획득할 수 있을 경우에는 민간위탁을 통해 서비스 공급이 이루어지게 된다. 이러한 과정에서 요구부처 책임자들은 관련 서비스에 대한 자기 부처의 수요와 민간부문의 경쟁력에 더욱 관심을 가지게 되고 비용을 절감할 수 있는 방안을 결정할 수 있다는 것이다. Warner & Hefetz(2008)는 근래에도 미국 지방정부(municipalities)의 민영화 경험을 언급하면서 공공서비스 전달과정에 효율성, 시장관리, 시민만족 등의 원리를 균형 있게 반영하기 위한 목적으로 1997년부터 2002년 사이 혼합계약방식이 급증했음을 지적하였다.

의료서비스 분야에서는 카운티 정부가 소아과의사들을 직접 고용하여 급여 등 인센티브를 제공함으로써 소아과의사 부족문제가 해소될 수 있는 경쟁시장을 형성하였고 기존의 소규모 사립요양병원(nursing homes)을 카운티가 직접 운영하는 과정에서는 과감한 설비투자를 통해 수익을 창출하는 등 재구조화 전략을 수립하여 집행하였다(Warner & Hefetz, 2001: 26).

2) 국내 선행연구

생활폐기물관리서비스의 공급유형에 따른 효율성을 분석한 국내연구는 생활폐기물 수거처리서비스에 대한 민간생산방식(민간위탁)을 다룬 사례연구와 실증연구가 그 시발점이 되었다. 이러한 연구들은 대부분 특정지역을 대상으로 민간위탁사례 자체의 효율성을 분석(송운석․이성세, 2001; 정순관․조선일, 2001; 이계원, 2001; 정순관, 1999)하거나 ‘복수계약제’의 중요성(정순관, 2004)을 강조하는데 초점을 두고 있다.

‘복수계약제’는 동일한 지역 내에서 지역을 분할하고 다업체를 대상으로 계약을 체결하는 방식을 의미하므로, 본 논문에서는 이를 다중계약제로 표현하기로 한다.

최근에는 생활폐기물관리서비스 민간위탁의 효율성을 다루면서도 과거와 달리 분석대상과 범위를 특정지역 및 시기로 국한하지 않고 실증연구를 위해 보다 엄격한 통계분석기법들을 활용하는 연구들이 나타나고 있다. 유미년·탁현우·박순애(2008: 219-244)는 서울시 25개 자치구에 대한 10년간 패널자료를 기초로 고정효과모형과 무작위효과모형 등을 통해 생활폐기물 수거서비스 민간위탁비율의 증가가 서비스의 효율성(인적·물적 자원관리의 효율성) 및 효과성(주민만족도)에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과에 따르면 민간위탁비율은 톤당 수집운반비와 유의미한 정(+)의 관계를 보여주고 있어, 민간위탁이 실제로 생활폐기물 수거 및 운반서비스의 경제적 효율성 향상에 기여했는지에 대해서는 회의적인 시각을 나타냈다. 그리고 강은숙·김종석·박남기(2009)는 ‘윈도우를 이용한 3단계 DEA모형’을 기초로 효율성점수를 도출한 후 통상회귀분석(OLS regression)을 통해 민간위탁비율의 증가가 이러한 효율성점수에 미치는 영향을 분석하였다. 이들은 전체예산에서 차지하는 위탁예산의 비율이 증가함에 따라 전체 효율성은 감소하고 있다는 분석결과를 토대로 생활폐기물처리서비스의 공급방식 결정에 있어서 민간위탁방식을 재검토할 필요가 있다고 제안하였다.

손희준(1992a, 1992b), 안국찬(1998), 박광국․주효진․김정우(2001), 윤하연․류정령(2004) 등의 연구는 민영화와 비용간의 관계분석을 통해 공공생산의 효율성과 민간생산의 효율성을 횡단면적으로 비교․분석하고 있다. 이들 연구는 혼합계약방식의 효율성을 직접적으로 다루고 있지는 않으며, 분석기법도 단년도 자료에 기초한 통상회귀분석이나 평균차이분석을 활용하고 있어 다중공선성(multicollinearity)과 제3의 변수에 대한 통제는 다소 미흡하다. 구체적으로 회귀분석을 활용한 손희준(1992b, 160-162)의 연구는 지난 1990년을 기준으로 우리나라 73개 도시 쓰레기수거서비스의 공급유형에 따른 효율성을 분석하였는데, 공공생산보다는 민간생산이 더 효율적인 것으로 나타났고 특히 단순한 민간공급유형(계약)으로의 전환보다는 경쟁적 민간공급유형(허가, 혼재형)이 수거비용을 저감시키는 경향이 크다는 결과를 제시하였다. 안국찬(1998)은 독점공급의 성격을 지니는 독점적 계약과 경쟁공급의 성격을 가지는 제한적 허가(다중계약)를 구분하지 않고 ‘완전민간대행형’으로 통합해서 분석하였는데, 분석결과 공공생산방식과 완전민간대행형(민간생산방식) 간에는 별 차이가 없는 것으로 나타났다.

이 때 계약은 독점적 계약 혹은 독점적 허가를 의미하는 것으로, 그리고 허가는 제한적 허가 혹은 다중계약을 의미하는 것으로 판단된다.

3. 본 연구의 방향

본 연구는 다음과 같은 측면에서 기존의 선행연구와 차이가 있다.

먼저, 연구대상이 된 공공서비스 공급유형은 기존의 국내연구에서 다루지 않았던 혼합계약방식이라는 것이다. 본 연구를 통해 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 그 비중이 높아진 혼합계약방식이 공공생산방식이나 민간생산방식과 비교·분석된 후 보다 효율성이 높다는 분석결과가 도출된다면, 혼합계약방식이 확산되고 있는 지금의 추세는 바람직한 방향이라고 추론할 수 있을 것이다. 그리고 기존의 민간생산방식이 비효율적일 경우에도 공공생산방식으로의 회귀(back-in)보다는(Hefetz & Warner, 2004) 혼합계약방식을 채택하는 것이 더 적절하다는 정책적 제언도 가능하다.

둘째, 연구방법론의 측면에서 ‘제2종 오류’ 및 ‘다중공선성’ 문제를 완화하기 위해 과거보다 진일보한 ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)과 ‘부분최소자승 회귀분석’(partial least square regression)을 적용하였다는 점이다. 생활폐기물관리서비스의 공공생산과 민간생산 효율성 차이를 분석한 대부분의 국내 선행연구는 효율성 개념을 수거비용, 임금, 인력, 장비, 수거량 등 각각의 측면에서 일부만 선택하여 조작화 하였다. 그러나 본 연구에서는 다수의 투입과 화폐단위로 환산하기 어려운 복수의 산출이 동시에 관련되는 공공서비스의 성과를 총체적으로 반영하기 위해  특정한 비용함수형태를 가정하지 않고 생산가능집합(production possibility set)만을 가정하여 직접 분석하는 ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)을 활용하여 효율성지수를 도출하였다. 주성분-자료포락분석은 투입변수군과 산출변수군 각각의 내부에서 발생하는 상관관계로 인해 야기되는 ‘제2종 오류’(ß오류)의 문제를 해결하고, 부트스트랩 분석법(bootstrap methods)과 몬테칼로 분석법(Monte Carlo methods)을 통해 비모수적인 효율성지수를 모수적 측정치로 변환시켜 다변량분석의 종속변수로 활용하는 것을 가능하게 한다. 그리고 독립변수(설명변수)들 간의 다중공선성 문제를 해결하면서 제3의 변수(혼란변수와 허위변수)를 통제한 상태에서 77개 시를 대상으로 지방공공서비스 공급유형이 효율성에 미치는 순수한 영향을 체계적으로 분석하기 위해 ‘부분최소자승 회귀분석모형’(PLS regression)을 설정하였다.

기존의 일반적인 자료포락분석(orginal DEA)을 사용할 경우에는 투입변수군과 산출변수군 각각의 내부에서 상관관계가 있다는 옳은 대립가설을 기각하는 ‘제2종오류’가 발생할 가능성이 높다. 상관관계가 통제되지 않을 경우에는 효율성지수가 실제보다 과대평가되어 비효율적인 도시가 효율적인 도시로 채택되는 ‘제2종 오류’가 발생할 수 있다.

Ⅲ. 조사설계 및 분석모형 설정

1. 분석자료

1) 도시 생활폐기물관리서비스 공급유형

우리나라 기초자치단체에서 공공서비스 공급유형 간에 효율성에 있어서 차이가 있는지를 실증적으로 분석하기 위해 본 연구에서는 있는3년과 있는7년의 시(市)를 대상으로 생활폐기물관리서비스 공급유형을 파악하였다. 자치구의 경우에는 공공생산로 의 비율이 매우 낮은 반면 군의 경우 공공생산로 의 비율이 상당히 높고 실증적으로 의 비율이 낮게 나타났기 때문에, 분석대상을 도시지역인 시로 한정하였다.

2003년과 2007년을 통틀어 공공생산방식을 택한 자치구는 2003년의 대구광역시 중구 1곳뿐이었다.

시는 자치구와 더불어 노동시장여건 등에서 비교적 동질성을 가지고 있어 DEA분석기법을 무리없이 적용할 수 있다.

현재 전국 기초자치단체의 생활폐기물(가정생활폐기물, 사업장생활폐기물) 관리서비스(일반폐기물 수집운반, 음식물수집운반, 거리청소, 대형폐기물 재활용, 일반폐기물 재활용) 공급유형을 총괄적으로 정리한 공식적인 자료는 없다. 따라서 본 연구에서 정책(조작)변수에 해당되는 서비스 공급유형(공공생산, 민간생산, 혼합계약)은 김재훈(2005)의 연구에서 활용된 2003년 말 기준의 설문응답 분포자료와 2008년 말 중앙정부부처로 부터 확보한 2007년을 대상으로 파악한 자료 등 수집가능한 통계자료를 기초로 결정되었다.

<표 2>를 보면 외국의 도시정부에서처럼 우리나라 시에서도 최근 민간생산방식의 비중이 줄어들면서 혼합계약방식이 확산되고 있음을 확인할 수 있다. 본 연구는 이러한 혼합계약방식의 효율성을 분석하는데 목적이 있기 때문에 생활폐기물관리서비스 공급유형은 혼합계약방식을 기준으로 2개의 더미변수(공공생산방식, 민간생산방식)로 처리되었다.

<표 2> 시의 생활폐기물관리서비스 공급유형
		공공생산방식	민간생산방식	혼합계약방식	계
시	2003년	14(18%)	37(48%)	26(34%)	77(100%)
	2007년	7( 9%)	12(16%)	58(75%)	77(100%)
계		21(14%)	49(32%)	84(54%)	154(100%)

2) 도시 생활폐기물관리서비스 효율성

서비스 공급유형이 효율성에 미친 영향을 분석하려는 본 연구에서 효율성 개념은 주어진 산출을 최소의 투입으로 도출하는 투입지향적인(input-orientation) 투입-산출 비율로 정의된다. 그리고 기초자치단체 77개 시를 대상으로 산정된 2003년과 2007년 생활폐기물관리서비스 효율성지수는 본 연구에서 종속변수(반응변수)인 생활폐기물관리서비스 효율성의 측정값으로 사용된다.

본 연구에서는 효율성지수를 도출하기 위한 통계분석방법으로 기존 선행연구와 달리 매트랩(Matlab)과 연동된 ‘주성분-자료포락분석기법’(PCA-DEA)을 활용하였다. ‘주성분-자료포락분석기법’은 투입변수군과 산출변수군 각각의 내부에서 발생하는 변수 간 상관관계를 통제함으로써 다수의 투입·산출변수가 활용되는 상황에서 ‘제2종 오류’를 빠르게 줄이고 ‘제1종 오류’의 발생을 지연시킬 수 있는 방법이다(Adler & Yazhemsky, 2007: 23). 특히, 몬테칼로 분석법(Monte Carlo methods)을 적용해 비모수적인 효율성지수를 모수분석이 가능한 측정치로 변환시키기 때문에 도출된 효율성지수는 집단간 평균비교나 인과분석을 위한 기초자료로 활용될 수 있다. 이 분석기법은 투입·산출변수가 많은 상황에서 소수의 분석단위(DMU)를 대상으로 효율성지수를 도출할 필요가 있을 때 유용하며, 투입·산출자료의 관찰값에 0이 포함되어 있더라도 효율성분석이 가능하다.

자료포락분석을 통해 지방자치단체 생활폐기물관리서비스의 효율성점수 자체를 도출하여 비교하는데 연구목적을 둔 기존 국내 연구들(고승희, 2007; 김성종·고승희, 2001; 이상섭·김규덕, 1998; 남기범, 2001)은 변수들간의 상관관계 문제를 충분히 고려하지 않았기 때문에 산정된 효율성점수가 실제보다 과대 평가되어 ‘제2종 오류’가 발생했을 가능성이 높다. 그리고 생활폐기물관리서비스 영역이나 지방정부 성과측정 분야에서 비모수적인 DEA 효율성점수를 부트스트랩 분석법(bootstrap methods)이나 몬테칼로 분석법(Monte Carlo methods)을 통해 모수적 측정치로 변환시키지 않은 채 회귀분석 등 모수적 분석기법을 적용한 연구들(강은숙·김종석·박남기, 2009; 강은숙·김종석, 2008; 박기관, 2007; 임동진·김상호, 2000; 정윤수, 1995; 남기범, 2001; 고승희, 2007)에 대해서도 비판이 제기될 수 있다.

본 연구에서는 효율성지수를 다변량 분석(부분최소자승 회귀분석: PLS regression)의 기초 통계자료로 활용하기 위해, 그리고 투입변수군과 산출변수군 각각의 내부에서 변수 간에 상관관계가 높게 나타나고 있고 일부 시에서는 투입변수(손수레, 중장비) 혹은 산출변수(수수료)의 관찰값에 0이 나타나고 있는 점 등을 고려하여 ‘주성분-자료포락분석기법’을 사용하였다.

<표 3> 생활폐기물관리서비스 효율성지수 산정을 위한 투입 및 산출변수

	변수	측정지표
투입	관리인원(명)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 관리(수집·운반) 인원수
	관리차량(대)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 처리용 차량 수
	손수레(대)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 처리용 손수레 수
	중장비(대)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 처리용 중장비 수
	처리인건비(천원)	생활폐기물 수집·운반 등 처리비 중 인건비(결산)
	기타 처리비(천원)	생활폐기물 수집·운반 등 처리비 중 인건비를 제외한 차량운반비, 장비구입비, 위탁처리비, 관리운영비, 기타(결산)
산출	매립·소각량(톤/일)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 매립·소각량
	생활폐기물 재활용량(톤/일)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 재활용량
	수수료 징수액(천원)	생활폐기물 처리 수수료 징수액
자료: 환경부 국립환경과학원. (2004, 2008). ｢전국폐기물 발생 및 처리현황｣

<표 3>은 본 연구의 ‘주성분-자료포락분석’에서 사용된 투입·산출변수들을 제시한 것이다. 기초자치단체 77개 시의 생활폐기물관리서비스 효율성지수를 도출하기 위해 투입변수로는 관리인원, 관리차량, 손수레, 중장비, 처리인건비, 기타 처리비 등을, 산출변수로는 매립·소각량, 재활용량, 수수료 징수액 등을 활용하였다. 투입변수군과 산출변수군에 대해 각각 상관관계분석을 실시한 결과 <부록표1>과 <부록표2>에서 보듯이 변수군 내에서 높은 상관관계가 나타났는데, 이것은 ‘주성분-자료포락분석’이 아닌 일반적인 DEA(original DEA) 분석을 적용할 경우 ‘제2종 오류’가 발생할 가능성이 높다는 것을 의미한다.

<표 3>에 제시된 본 연구에서 활용한 투입변수와 산출변수들의 측정값은 ｢전국폐기물 발생 및 처리현황｣ 통계연감에 기초해 도출되었다. 본 연구에서 선정된 투입·산출변수들은 PCA-DEA분석을 위해 DEA(original DEA 또는 Window 분석)를 적용해 생활폐기물관리서비스의 효율성점수를 산출한 기존 선행연구(강은숙·김종석·박남기, 2009; 강은숙·김종석; 고승희, 2007; 김성종·고승희, 2001; 이상섭·김규덕, 1998; 남기범, 2001)에서 활용한 투입·산출변수를 종합한 것이다.

2. 모형의 구성요소와 측정지표

종속변수인 시의 생활폐기물관리서비스 효율성은 서비스 전달장치(Miranda & Lerner, 1995)인 공급유형 외에도 투입·산출변수를 포함한 통제변수들의 영향을 받는다. <표 4>는 본 연구의 분석모형에 포함된 종속변수와 12개의 독립변수를 정리한 것이다.

<표 4> 분석모형의 구성요소(종속변수와 독립변수)
변수명		변수의 정의(측정지표)
종 속 변 수(반응변수)
서비스 효율성		‘주성분-자료포락분석기법’(PCA-DEA)을 통해 도출된 각 시의 생활폐기물관리서비스 효율성지수
독 립 변 수(설명변수)
정책변수	공공생산방식 민간생산방식	생활폐기물관리서비스 공급유형(공공생산방식=1, 민간생산방식과 혼합계약방식=0) 생활폐기물관리서비스 공급유형(민간생산방식=1, 공공생산방식과 혼합계약방식=0)
통제변수	관리인력(명) 총장비수(대) 총관리비용(천원) 총발생량(톤/일) 수수료(천원) 면적(㎢) 인구(명) 인구밀도(명/㎢) 소득수준(백만원) 아파트비율(%)	시와 민간처리업체의 생활폐기물 관리 인원수 시와 민간처리업체의 생활폐기물 관리장비 총수(차량, 손수레, 중장비의 합) 시와 민간처리업체의 생활폐기물 수집·운반 등 총처리비용 생활폐기물 총발생량(매립량, 소각량, 재활용량의 합) 생활폐기물 처리수수료 징수액 생활폐기물 관리구역의 면적 생활폐기물 관리구역의 인구 생활폐기물 관리구역의 인구밀도(관리구역인구/관리구역면적) 1인당 지방세 납부액(2000년 불변가격, 결산기준) 전체 주택에서 아파트가 차지하는 비율

종속변수인 생활폐기물관리서비스 효율성지수는 앞 절에서 언급하였듯이 ‘주성분-자료포락분석기법’을 통해 모수분석이 가능한 측정지표로 조작화된 것이다. 그리고 본 연구의 목적인 혼합계약방식의 효율성을 분석하기 위해 정책변수인 생활폐기물관리서비스 공급유형은 혼합계약방식을 기준으로 2개의 더미변수(공공생산방식, 민간생산방식)로 처리되었다. 정책변수가 종속변수에 미치는 순수한 영향을 분석하기 위해서는 종속변수인 효율성에 영향을 미칠 수 있는 ‘제3의 변수’를 통제해야 한다. 이를 위해 ‘주성분-자료포락분석’에서 사용된 투입·산출변수(관리인력, 총장비수, 총관리비용, 총발생량, 수수료)와 더불어 면적, 인구, 인구밀도, 소득수준, 아파트비율 등의 변수가 모형에 포함되었다. 생활폐기물관리서비스의 효율성이 투입·산출변수는 물론 관리구역의 면적, 인구, 인구밀도, 생활·소득수준(1인당 지방세 납부액), 청소차량의 이동 용이성 및 수거·운반거리(아파트비율)에 따라 영향을 받을 수 있기 때문이다.

DEA 효율성점수를 종속변수로 해서 회귀분석을 실시한 관련 연구를 살펴보면, 김건위(2005), 전병관(2002), 강은숙·김종석(2008) 등의 연구에서는 투입변수와 산출변수를 모두 포함했고, 임동진 외(2000), 박기관(2007), 유금록(2008a) 등은 투입변수만 포함했으며, 유금록(2008b)은 산출변수를 포함하여 분석했다. 본 연구에서는 일부 투입·산출변수가 종속변수인 효율성 추정에 사용되었지만, Hausman Test 결과 이러한 투입·산출변수와 잔차 간에는 상관관계가 없어 내생성(endogeneity)이 존재하지 않는 것으로 나타나 통계적으로도 문제가 없음을 확인하였다.

3. 분석모형의 설정

1) 부분최소자승(PLS: partial least square) 회귀분석 모형의 개요

1960년대 후반 계량경제학분야에서 Wold에 의해 개발된(Wold, 1985) 부분최소자승(PLS: partial least square) 회귀분석 모형은 다수의 독립변수들 간에 다중공선성 문제가 심각하고 분석대상인 케이스(관찰치, 응답자)의 수가 적을 때 유용한 인과관계 분석기법이다(Carrascal et. al., 2009: 682). 통상적인 회귀분석(ordinary least square regression)에서는 독립변수들 간에 다중공선성이 발생할 경우 추정된 회귀계수의 표준오차가 증가하여 이론적으로 건전한 독립변수가 통계적으로 유의미하지 않은 변수로 간주되어 모형에서 제거되는 위험성이 커질 수 있고, 특히 독립변수의 수가 케이스의 수보다 많거나 같은 경우에는 회귀계수가 계산되지 않는 과대적합(over-fitting)의 문제가 있다.

1990년대 중반 이후 사회과학분야에서 이루어진 외국의 선행연구를 보면 케이스(관찰치)의 수는 보통 60개에서 250개 사이였다.

<그림 1> 부분최소자승 회귀분석의 개요(Tobias, 1995: 2)

T

U

모집단(Population)

표본(Sample)

요인

(Factors)

반응변수

(Responses)

요인

(Factors)

반응변수

(Responses)

부분최소자승 회귀분석모형은 상관관계를 지닌 독립변수군을 상관관계가 없는 새로운 변수군(잠재요인)으로 변환하는 모형을 만들고 이를 기초로 새로운 예측변수들과 기준변수 사이의 직접적인 상관관계로부터 회귀계수(parameter coefficients)를 도출하는 방식이라고 할 수 있다. 두문자(acronym) PLS는 ‘잠재변수의 추정’(Projection to Latent Structure)을 의미하기도 한다. 부분최소자승 회귀분석의 종합적인 목적은 <그림 1>의 왼쪽 박스에 나타난 것처럼 모집단에서 반응변수(Responses)를 예측하기 위해 측정요인(manifest Factors)을 활용하는 것이다(Tobias, 1995: 1-2). 이러한 목적은 표본추출된 측정요인과 반응변수로부터 잠재변수인 T와 U를 추출함으로써 간접적으로 달성되는데, X-점수(X-scores)로 지칭되기도 하는 추출된 요인 T는 Y-점수인 U를 예측하는데 활용되고, 예측된 Y-점수는 반응변수에 대한 예측치를 구성하는데 사용된다(Tobias, 1995: 2).

추출된 요인의 정확한 수는 통상적으로 잔차변화량에 기초한 휴리스틱 기법(heuristic technique)을 통해 결정된다(Tobias, 1995: 2). 그리고 인과관계 측정에서는 LISREL에서처럼 공분산(covariance)을 이용하는 것이 아니라 잠재변수의 측정오차를 최소화(주성분분석: principal components regression)하면서 동시에 잠재변수들 간의 예측오차를 최소화(다중회귀분석)시킬 수 있을 때까지 반복추정(최대반복분석: maximum redundancy analysis; van den Wollenberg, 1977)을 거치는 특징을 지닌다.

2) 부분최소자승 회귀분석 모형의 적용

본 연구에 부분최소자승 회귀분석 모형을 적용하는 것이 타당한지 판단하기 위해서는 다중공선성의 존재유무를 파악할 필요가 있다. 이를 위해 본 연구에서는 피어슨(Pearson) 상관관계분석과 통상적인 회귀분석(OLS)을 통해 다중공선성의 발생가능성을 나타내는 이변량 상관관계 행렬, 분산팽창요인(VIF), 그리고 고유치(eigenvalues) 등 세 가지 지표를 검토하였다.

먼저 피어슨 상관관계분석결과를 나타내는 <부록표3>을 보면 2003년과 2007년의 경우 각각 45개 상관계수 중 32개 상관계수(71%)가 95% 신뢰수준에서 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 회귀모형에서 분산팽창요인(VIF)은 1이상의 값을 가질 때 통계적으로 유의미한 공선성(collinearity)이 존재할 수 있다는 것을 의미하므로(Field, 2000) 관심대상이 된다. <부록표4>를 보면 12개의 변수 모두에서 분산팽창요인(VIF)이 1보다 큰 것으로 나타났다. 고유치(eigenvalues)는 독립변수들의 곱셈값의 행렬을 요인분석해서 얻은 것으로 이 값도 공선성을 진단하는 지표가 된다. 고유치 중 하나의 값이 다른 값들보다 상당히 클 경우 회귀모형은 불안정적일 뿐만 아니라 독립변수 내의 작은 변화에 의해 쉽게 영향을 받을 수 있다. <부록표4>를 보면 첫 번째 고유치는 9.022인데 반해 다른 12개 고유치의 값은 상당히 작아 0.020에서 1.298 사이에 분포하는 것으로 나타났다.

Field(2000)는 1을 초과하는 경우를, Judge, Hill, Griffiths, & Price(1977)와 Kennedy(1992)는 5를 초과하는 경우를, 그리고 Greenley & Foxall(1998)과 국내문헌에서는 10을 초과하는 경우 심각한 다중공선성이 존재한다고 하였다.

이상의 세 가지 지표는 통상적인 회귀분석(OLS)을 통해 생활폐기물관리서비스 공급방식의 효율성을 분석할 경우 심각한 다중공선성 문제로 인해 통계적으로 유의미한 변수가 누락되는 등 분석의 유용성이 크게 떨어질 수 있음을 시사하는 것이다. 다중공선성을 제거한 상태에서 혼합계약방식의 효율성을 분석하기 위해 생활폐기물관리서비스 효율성지수를 종속변수로 하는 부분최소자승 회귀분석모형을 설정하면 다음과 같다.

PLS 모형: &yvars = &xvars = 𝛼+ 𝛽1x1+𝛽2x2+ --- +𝛽12x12

(yvars=생활폐기물관리서비스 효율성, xvars=12개의 독립변수, 𝛼=상수)

Ⅳ. 분석결과

1. 생활폐기물관리서비스의 효율성 측정결과

Galagedera & Silvapulle(2003)는 투입변수가 3개이고 산출변수가 1개인 대량 표본(200개 DMU)에 기초한 연구를 통해 자료포락분석(DEA) 모형이 적절한 변수를 모두 포함하지 않을 경우 CRS 가정(constant returns-to-scale assumptions)보다는 VRS 가정(variable returns-to-scale assumptions)이 더 정확한 대안임을 증명한 바 있다. 그리고 ‘제1종 오류’는 CRS 가정보다는 VRS 가정 하에서 상대적으로 더 낮게 나타나는 경향이 있다는 점도 입증된 바 있다(Adler & Yazhemsky, 2007: 20).

본 연구에서는 그 동안 생활폐기물관리서비스의 효율성 측정을 위해 자료포락분석을 적용했던 선행연구에서 활용한 투입·산출변수들을 모두 반영하고 있기 때문에, 기존의 일반적인 자료포락분석(orginal DEA)을 적용할 경우 ‘제1종 오류’보다는 효율성지수가 실제보다 과대평가되어 나타나는 ‘제2종 오류’의 발생가능성이 높다. 따라서 ‘제2종 오류’를 줄이기 위해 CRS 가정을 전제로 ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)을 활용하여 효율성지수를 도출하였다. 분석과정에서 2003년의 경우 투입측면에서 4개의 주성분(PCs)과 산출측면에서 2개의 주성분이 도출되었고, 2007년에는 투입·산출 측면에서 각각 5개와 2개의 주성분이 추출되었는데, 이러한 주성분들은 최초 데이터 행렬에서의 분산의 대부분을 설명하였다.

‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA) 과정에서 추출된 투입·산출측면의 주성분들은 각각 상관관계의 95% 이상을 설명하고 있었다.

‘주성분-자료포락분석’을 통해 측정된 시의 2003년과 2007년 효율성지수는 ‘자료포락분석’(original DEA)을 사용하여 측정한 결과와 함께 <표 5>에 제시되어 있다. <부록표1>과 <부록표2>에 제시된 바와 같이 투입변수군과 산출변수군 각각의 내부에서는 높은 상관관계가 발생하고 있기 때문에 기존의 일반적인 자료포락분석(orginal DEA)에서는 ‘주성분-자료포락분석’보다 효율성지수의 전체평균이 높게 나타나고 있다.

<표 5> 도시 생활폐기물관리서비스의 효율성 추정치
도시	2003년		2007년		도시	2003년		2007년
	PCA-DEA	DEA1)	PCA-DEA	DEA1)
						PCA-DEA	DEA1)	PCA-DEA	DEA1)
수원	0.479255	0.589801	0.8924	1	보령	1	1	0.491581	0.54157
성남	0.537224	0.744173	0.734864	0.769991	아산	0.700189	1	0.981285	1
의정부	0.67308	0.80466	0.609848	0.625257	서산	0.604492	0.781608	0.803541	1
안양	0.884086	1	0.682063	0.939995	논산	0.542817	0.638337	0.716439	0.796984
부천	0.675316	0.801033	1	1	계룡	1	1	0.645493	0.704685
광명	0.537881	0.762356	0.644393	0.799797	전주	0.373664	0.622186	0.845622	0.847799
평택	0.287624	0.414955	0.608102	0.656606	군산	0.454485	0.564053	0.627873	0.738208
동두천	0.467546	0.620878	0.483117	0.548747	익산	0.254435	0.314957	0.447084	0.453969
안산	0.320799	0.470605	0.57648	0.706589	정읍	0.376501	0.442813	0.388247	0.411589
고양	0.703443	0.715795	0.838328	0.99433	남원	0.409098	0.520611	0.587952	0.639079
과천	0.222819	0.286202	0.323948	0.387369	김제	0.626911	0.733031	0.492853	0.577724
구리	0.925902	0.988741	0.912062	1	목포	0.779449	0.930597	0.660231	0.724394
남양주	1	1	1	1	여수	0.867825	1	0.716974	0.952119
오산	0.440998	0.607303	0.805852	0.98987	순천	0.818072	0.9688	0.571492	0.629995
시흥	0.344011	0.444076	0.630488	0.63207	나주	0.403091	0.484363	0.693074	0.930659
군포	0.588563	0.81002	0.63716	0.750458	광양	0.635631	0.756197	0.71156	0.937106
화성	0.732644	1	1	1	포항	0.625035	0.986949	1	1
의왕	0.429296	0.529503	0.45356	0.499713	경주	0.508706	0.671769	0.574173	0.587762
하남	0.510991	0.736822	0.675242	0.790795	김천	0.350697	0.556961	0.538276	0.577264
용인	0.453362	0.622009	0.831876	1	안동	0.505454	0.650224	0.590663	0.724161
파주	0.550476	0.608975	0.519167	0.570219	구미	0.434994	0.642384	0.524786	0.648365
포천	1	1	0.662446	0.683919	영주	0.32758	0.413808	0.790552	1
양주	1	1	0.501745	0.595052	영천	0.445465	0.528715	0.364109	0.368679
이천	0.704393	0.712528	0.740052	0.887294	상주	0.310992	0.417439	0.326206	0.341009
안성	0.548931	0.638563	0.782689	0.979769	문경	0.298379	0.384488	0.751544	0.820469
김포	1	1	1	1	경산	0.292082	0.470711	0.570861	0.810976
광주(경기)	0.903613	1	0.871763	0.872269	창원	1	1	0.769243	1
춘천	0.553523	0.684804	1	1	마산	0.652038	0.819526	0.923193	1
원주	0.716621	0.77151	0.573401	0.615701	진주	1	1	0.63324	0.637738
강릉	0.388732	0.509753	0.533731	0.549113	진해	0.740501	0.90296	0.792522	0.830572
동해	0.350268	0.545026	0.511842	0.542521	통영	0.634753	0.793219	0.69296	0.86892
태백	0.428553	0.554595	0.712722	0.824244	사천	0.453257	0.59224	0.575335	0.593243
속초	0.380646	0.501665	1	1	김해	0.743613	0.905404	0.678794	0.766349
삼척	0.728271	0.906577	0.534531	0.612491	밀양	0.558325	0.927523	0.631337	0.663342
청주	1	1	1	1	거제	0.755584	0.957957	0.754675	0.930823
충주	0.522036	0.795218	0.862564	1	양산	1	1	0.650644	0.735463
제천	0.506246	0.639941	0.687474	0.869599	제주	0.798435	1	0.910095	1
천안	0.804862	1	1	1	서귀포	0.563139	1	0.547239	0.73556
공주	1	1	0.66245	0.689765	전체평균	0.612308	0.742830	0.694391	0.778053
주 1) Original DEA를 의미함

2. 혼합계약방식의 효율성 분석결과

1) 예비분석: 일원분산분석(one-way ANOVA) 결과

제3의 변수(허위변수, 혼란변수)인 통제변수를 고려하지 않은 예비분석으로서의 성격을 지닌 일원분산분석(one-way ANOVA)을 통해 생활폐기물관리서비스 공급유형 간 효율성 평균차이를 분석한 결과를 제시하면 <표 6>과 같다.

2003년도에는 민간생산방식의 효율성과 공공생산방식의 효율성이 각각 0.632와 0.623으로 혼합계약방식의 효율성 0.578에 비해 높게 나타났고, 2007년도에는 혼합계약방식의 효율성이 0.709로 타 생산방식에 비해 높게 나타났다. 그러나 이러한 공급유형 간 평균차이는 Scheffe나 Duncan의 다중비교결과에서 보듯이 유의수준(𝛼)=0.05에서 통계적으로 유의미하지는 않았다. 2003년과 2007년의 사례를 합친 통합자료에 대한 분석에서는 혼합계약방식의 효율성이 0.669로 가장 높게 나타났지만, 이러한 평균차이 역시 통계적으로 유의미하다고는 볼 수 없었다.

<표 6> 생활폐기물관리서비스 공급유형에 따른 효율성 평균비교
		혼합계약	공공생산	민간생산	다중비교 (Scheffe 평균차)
통합자료a)	평균	0.669	0.620	0.641	혼합계약 A 공공생산 A 민간생산 A
	표준편차	0.197	0.228	0.219
	최소값	0.288	0.298	0.223
	최대값	1.000	1.000	1.000
	사례수b)	84	21	49
2003	평균	0.578	0.623	0.632	혼합계약 A 공공생산 A 민간생산 A
	표준편차	0.197	0.254	0.242
	최소값	0.288	0.298	0.223
	최대값	1.000	1.000	1.000
	사례수b)	26	14	37
2007	평균	0.709	0.615	0.668	혼합계약 A 공공생산 A 민간생산 A
	표준편차	0.184	0.183	0.134
	최소값	0.324	0.326	0.502
	최대값	1.000	0.910	1.000
	사례수b)	58	7	12
a) 통합자료는 2003년과 2007년을 합친 케이스 154개를 대상으로 분석한 것임 b) 사례수는 각 기간별 특정 공급유형의 케이스 수를 의미

2) 부분최소자승 회귀분석(PLS Regression) 결과

부분최소자승 회귀분석과정에서 도출된 연속형 변수에 대한 2003년과 2007년의 기초통계량은 <표 7>에 정리되어 있다. 기초통계 분석결과에 따르면 우리나라 기초자치단체 시의 청소관리인력 평균은 약 204.8명(표준편차 141.8명)이고, 수집·운반 등 처리비는 1년 평균 102.5억원(표준편차 87.7억원)이며, 1일 생활폐기물 총발생량 평균은 285.1톤(표준편차 218.5톤)으로 나타났다. 그리고 1인당 지방세 납부액은 연간 평균 27만원(표준편차 10만원)이었고, 시 주택의 약 51%가 아파트로 구성되어 있는 것으로 나타났다. 연간 생활폐기물 처리 수수료 징수액 평균은 25.6억원이고, 인구밀도와 인구는 각각 1835.9명과 29.7만명으로 나타났는데, 이러한 변수들의 편차를 볼 때 도시별 수수료 징수액과 인구밀도에는 상당한 차이가 있음을 알 수 있다.

<표 7> 분석모형에 포함된 연속형 변수의 기초통계량
변수	시기	N	평균값	표준편차	최소값	최대값
서비스 효율성	통합a)	154	0.65	0.21	0.22	1.00
	2003	77	0.61	0.23	0.22	1.00
	2007	77	0.69	0.18	0.32	1.00
관리인력(명)	통합a)	154	204.79	141.78	14.00	751.00
	2003	77	202.19	150.29	14.00	751.00
	2007	77	207.38	133.66	29.00	741.00
총장비수(대)	통합a)	154	113.19	87.06	14.00	473.00
	2003	77	125.16	97.22	14.00	473.00
	2007	77	101.22	74.27	22.00	425.00
총관리비용(천원)	통합a)	154	10249896.92	8766988.47	12744.00	40377342.00
	2003	77	9375491.38	8591463.65	436821.00	38715845.00
	2007	77	11124302.45	8908925.43	12744.00	4.377342.00
총발생량(톤/일)	통합a)	154	285.07	218.51	25.80	995.50
	2003	77	279.58	217.57	25.80	991.10
	2007	77	290.57	220.73	41.20	995.50
수수료(천원)	통합a)	154	2564183.16	2602681.82	0.00	14649063.00
	2003	77	2301911.81	2175353.60	0.00	9527613.00
	2007	77	2826454.52	2960657.07	0.00	14649063.00
면적(㎢)	통합a)	154	430.69	309.81	33.29	1301.36
	2003	77	409.77	295.39	33.29	1116.50
	2007	77	451.62	324.17	33.29	1301.36
인구(명)	통합a)	154	297009.12	308764.16	31058.00	2922921.00
	2003	77	306483.36	371686.42	31058.00	2922921.00
	2007	77	287534.87	231500.21	37775.00	1086773.00
인구밀도(명/㎢)	통합a)	154	1835.88	2925.67	86.70	16180.47
	2003	77	1900.38	3022.63	89.74	15948.41
	2007	77	1771.39	2843.77	86.70	16180.47
소득수준(백만원)	통합a)	154	0.27	0.10	0.03	0.72
	2003	77	0.25	0.08	0.03	0.47
	2007	77	0.29	0.12	0.16	0.72
아파트비율(%)	통합a)	154	51.33	17.65	1.26	87.23
	2003	77	49.23	16.90	15.85	81.03
	2007	77	53.43	18.23	1.26	87.23
a) 통합은 2003년과 2007년을 합친 케이스(N=154)를 대상으로 분석한 것임 주: 총관리비용, 수수료, 소득수준은 2000년 기준으로 환산한 금액임

혼합계약방식의 효율성을 분석하기 위해 생활폐기물관리서비스 효율성 지수를 종속변수로 설정한 후 서비스공급유형의 효율성을 분석한 부분최소자승(PLS) 회귀분석결과는 <표 8>에 제시되어 있다. R2값을 보면 독립변수 모두가 변함에 따라 종속변수가 변하는 사례수가 전체의 48% 이상으로 나타나 모형의 적합성은 비교적 높은 것으로 분석되었다.

부분최소자승(PLS) 회귀분석에서는 VIP(Variable Importance for Projection)값이 0.8이상의 값을 가질 때 해당 변수의 회귀계수가 통계적으로 유의미한 것으로 판정된다(Wold, 1994). 분석결과 정책변수 중 ‘공공생산방식’은 분석시기와 관계없이 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났고, 정책변수 ‘민간생산방식’은 2003년의 경우에만 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 2003년을 대상으로 한 분석에서만 혼합계약방식에 비해 민간생산방식이 더 효율적으로 나타났고, 2007년을 대상으로 분석한 결과나 통합자료를 대상으로 한 분석결과 모두에서는 세 가지 공공서비스 공급유형 간에 효율성 차이가 발견되지 않았다.

Wold(1994)의 VIP(Variable Importance for Projection) 통계량은 특정 변수의 모형기여도를 요약한 것으로 독립변수의 값이 종속변수에 미치는 영향을 나타내는데, 0.8이상의 값을 가지는 경우 유의미한 변수로 판단된다.

<표 8> 부분최소자승(PLS) 회귀분석 모형 분석결과(종속변수=효율성지수)

독립변수	통합자료a)			2003			2007
	비표준화 계수	표준화 계수	VIP	비표준화 계수	표준화 계수	VIP	비표준화 계수	표준화 계수	VIP
상수	0.4522489714			0.4056495182			0.5340011715
공공생산방식	-0.0007249288	0.000	0.000	0.0450431637	0.000	0.000	0.0059916987	0.000	0.000
민간생산방식	0.0511799390	-0.196	0.691	0.0712130454	0.354	1.138	-0.0234540518	0.000	0.000
관리인력	-0.0004568118	0.006	0.855	-0.0004782731	-0.134	0.902	-0.0007327870	-0.145	0.725
총장비수	-0.0013713297	-0.384	1.505	-0.0013795653	-0.315	1.133	-0.0007374413	-0.290	1.485
총관리비용	-0.0000000110	-0.062	1.092	-0.0000000079	-0.250	0.998	-0.0000000141	-0.005	0.420
총발생량	0.0007554984	0.180	1.208	0.0004203770	0.050	1.049	0.0010729391	0.125	0.806
수수료	0.0000000321	0.329	1.402	0.0000000414	0.384	1.816	0.0000000153	0.043	0.302
면적	0.0001128662	-0.107	0.781	0.0001064159	-0.084	0.758	0.0000268326	-0.210	1.486
인구	0.0000000602	0.059	1.049	0.0000001356	-0.108	0.885	0.0000001368	-0.026	0.265
인구밀도	0.0000066507	0.332	1.369	0.0000085855	0.212	1.202	0.0000007056	0.263	1.686
소득수준	-0.0331533340	0.136	0.501	0.0483901014	0.001	0.295	0.1951183960	0.319	1.738
아파트비율	0.0034791182	0.077	0.276	0.0036812932	-0.167	0.569	0.0015649955	-0.086	0.462
R2	0.534			0.482			0.625
a) 통합자료에 대한 수치는 2003년과 2007년을 합친 케이스(N=154)를 대상으로 분석한 것임

통제변수를 살펴보면, 2003년도에는 관리인력, 총장비수, 총관리비용, 총발생량, 수수료, 면적, 인구, 인구밀도 등이 통계적으로 유의미한 변수로 나타났고, 2007년도에는 총장비수, 총발생량, 면적, 인구밀도, 소득수준 등의 변수가 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 통합자료에서는 관리인력, 총장비수, 총관리비용, 총발생량, 수수료, 면적, 인구, 인구밀도 등의 통제변수가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 전반적으로 주성분-자료포락분석에서의 투입·산출변수 외에 면적, 인구, 인구밀도 등이 생활폐기물관리서비스의 효율성에 정(正)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

Ⅴ. 결론

본 연구에서는 2000년 이후 우리나라 기초자치단체인 시를 분석대상으로 하여 생활폐기물관리서비스 전달과정에서 혼합계약방식의 효율성과 공공생산 및 민간생산방식의 효율성을 비교분석하였다.

외국의 경우 일부 실증적인 선행연구들은 혼합계약방식의 상대적 효율성을 경험적으로 뒷받침한 바 있다. 그러나 우리나라 기초자치단체인 시에서는 2003년의 경우에만 혼합계약방식보다 민간생산방식이 더 효율적인 것으로 나타났을 뿐 2003년과 2007년을 통합한 자료를 기초로 분석한 연구결과에서는 생활폐기물관리서비스 공급유형 간에 효율성에 있어서 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았다. 혼합계약방식의 효율성이 더 높지도 않았고, 직접생산방식 보다는 민간생산방식인 민영화가 서비스 공급의 효율성을 향상시킬 수 있다는 민영화 옹호론자들의 입장도 지지를 받지 못하는 것으로 나타났다.

분석대상인 시간적 범위를 보다 확대한 패널데이타방법이나 깊이 있는 사례연구가 필요하겠지만, 추론컨대 통합자료에 기초한 분석결과는 우리나라 도시정부인 시와 위탁업체가 혼합계약방식에 따라 생활폐기물수거처리사업을 운영하는 과정에서 효율성을 저해하는 어떠한 장애가 발생했을 개연성이 높다는 것을 시사한다. 예컨대, 혼합계약방식을 통한 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 역선택(adverse selection)이 나타났거나 서비스의 일부분이 민간에 의해 생산되고 있음에도 계약이전 해당 업무를 담당했던 관련 공무원의 인력감축이 수반되지 않는 경우, 그리고 혼합계약방식에 대한 담당 공무원의 이해부족·비협조와 수탁기관의 예산집행과정에 대한 수시 지도․감독 등으로 수거처리업무과정에서 갈등이 발생하는 경우에는, 공공생산방식이나 민간생산방식에 비해 혼합계약방식이 우수한 효율성을 나타내기는 어려울 것이다. 2003년의 경우 민간생산방식의 효율성이 혼합계약방식이나 공공생산방식보다 높았던 것은 민간부분의 특성인 경쟁에 기반한 다양한 인센티브(생산보너스)와 수익분배계획, 다소 낮은 임금수준, 대용량 차량 활용, 소규모 청소인원 등의 요인(McDavid, 1985: 604)이 우리 시에서도 작용했을 가능성이 높기 때문일 것이라는 추론이 가능하지만, 이를 확인하기 위해서는 사례연구 등 보다 깊이 있는 추가적인 연구가 필요하다.

사업영역이 본 논문에서 다룬 생활폐기물관리서비스 분야와 다르긴 하지만 혼합계약방식을 따르는 ○○광역자치단체의 공무원교육원 민간위탁사업(교육운영사업)을 보면 이러한 문제점들은 위탁집행현장에서 그대로 나타나고 있다.

지금까지 각 기초자치단체가 생활폐기물관리서비스 공급과정에 도입해 온 혼합계약방식이 향후 소기의 성과를 달성하기 위해서는 서비스 공급과정에서의 경쟁률 제고와 더불어 계약관리의 위험과 거래비용을 완화시키고 시민만족을 높이는 등 Lowery(1998)가 지적한 ‘준시장실패’ 문제를 방지하는데 보다 관심을 기울여야 한다. 구체적으로 각 기초자치단체들은 생활폐기물관리서비스 공급과정에서 일부 민간위탁․민영화를 추진하더라도 세부적인 서비스전달체계 설계과정에서는 시장 내의 또 다른 서비스 공급자로서 표준원가를 산정·제시하고 직업안정성과 서비스의 질을 확보하는 역할을 수행하는 방향으로 나아가야 한다. 실제로 서울시 쓰레기수거업무를 대상으로 한 박경효(1992)의 분석에 따르면 민간위탁 결과 대행업체 근로자들의 자질이나 근무의욕이 떨어지고 주민만족도가 높지 않은 것으로 나타난 바 있다. 시의 담당 공무원들이 동일한 서비스의 공급을 통해 가격신호를 전달하면서 민간생산에 따른 독점현상을 방지하고 사회와 환경의 질을 제고하는 역할을 수행해야만 혼합계약방식은 성공적으로 제도화될 수 있을 것이다.

참 고 문 헌

강은숙·김종석·박남기. (2009). 자치구에서의 공공서비스 공급과 민간위탁의 효과: 7개 광역자치단체 69개 자치구의 생활폐기물처리서비스를 중심으로. 한국행정학회 2009년 하계학술대회 발표논문.

강은숙·김종석. (2008). 지방자치제의 시행이 환경서비스의 효율성에 미친 영향: 폐기물처리서비스를 중심으로. ｢지방정부연구｣, 12(4): 159-180.

고승희. (2007). 지방자치단체의 생활폐기물 처리에 관한 상대적 효율성 분석: DEA기법을 중심으로. ｢한국정책학회보｣, 16(3): 209-230.

권경환. (2008). 외국의 지방공공서비스 민영화 효율성분석과 시사점-고형폐기물(Solid Waste) 수거사업을 중심으로, 서울대학교 한국정책지식센터 해외사례연구, 2008.03.

http://www.know.or.kr/index.jsp?menuSeqno=35974.

김건위. (2005). 기초자치단체 정보화의 효율성 측정에 관한 연구.「정책분석평가학회보」, 15(1): 29-56.

김성종·고승희. (2001). 지방공공서비스의 생산효율성 분석: 생활폐기물처리업무에 대한 DEA기법의 적용. ｢한국공공정책연구｣, 10: 3-26.

김재훈. (2005). 민간위탁의 계약유형에 관한 비교연구: 거래비용경제학 및 신제도이론의 적용. ｢한국행정학보｣, 39(3): 205-228.

남기범. (2001). 지방자치제 실시에 따른 행정서비스 효율성의 변화: 쓰레기수거서비스에 대한 DEA를 중심으로. ｢한국행정연구｣, 10(4): 211-236.

박경효. (1992). 공공서비스 생산의 민간화에 대한 평가-서울시 쓰레기수거업무 사례분석. ｢한국행정학보｣, 25(4): 459-479.

박광국․주효진․김정우. (2001). 생활폐기물 수거운반서비스 공급체계의 능률성 분석-공공부문과 민간부문의 비교. ｢영남지역발전연구｣, 27: 71-95.

박기관. (2007). 행정구역개편에 따른 도․농 통합의 성과와 결정요인 분석: DEA의 효율성 측정을 중심으로.「지방행정연구」, 21(2): 65-93.

손희준. (1992a). 도시 공공서비스의 민영화 성과측정-쓰레기수거서비스를 중심으로. ｢지방행정연구｣, 7(3): 71-89.

______. (1992b). 도시 쓰레기수거서비스의 공급유형에 따른 능률성 분석-민영화 방안을 중심으로. ｢한국행정학보｣, 26(1): 149-164.

송운석․이성세(2001). 지방정부의 성공적인 민간위탁 집행-쓰레기 수거업무 민간위탁을 중심으로. ｢한국지방자치학회보｣, 13(3): 137-157.

안국찬. (1998). 지방공공서비스의 효율성 증진방안에 관한 연구. ｢한국사회와 행정연구｣, 9(1): 215-228.

유금록. (2008a). 부트스트랩 자료포락분석에 의한 공공부문의 효율성과 결정요인의 경험적 평가: 서울시 보건소를 중심으로.「한국정책학회보」, 17(2): 291-321.

______. (2008b). 공공부문의 효율성과 영향요인 분석: 도시개발공사를 중심으로,「한국행정학보」, 42(3): 79-109.

유미년·탁현우·박순애. (2008). 민간위탁에 의한 공공서비스 공급의 효율성 및 효과성 분석: 서울시 생활폐기물 수거운반 서비스를 중심으로. ｢한국정책과학학회보｣, 12(3): 219-244.

윤하연․류정령.(2004). 인천시 생활폐기물 수거운반체계 개선방안. ｢인천발전연구원 연구보고서｣, 2004-21.

이계원. (2001). 공공서비스의 민영화에 관한 연구-생활폐기물 수거처리 민간위탁을 중심으로. ｢산업경제연구｣: 297-312.

이상섭․김규덕. (1998). 자료포락분석(DEA)에 의한 지방정부 공공서비스의 상대적 효율성 측정-쓰레기수거서비스를 중심으로. ｢한국지방자치학회보｣, 10(2): 169-187.

임동진·김상호. (2000). DEA를 통한 지방정부의 생산성 측정-인력·재정과 공공서비스 관계를 중심으로. ｢한국행정학보｣, 34(4): 217-234.

전병관. (2002). 지방정부의 상대적 생산성에 관한 실증적 연구: 전국 85개 군에 대한 자료포락분석(DEA)을 중심으로. 한남대 대학원 박사학위논문.

정순관. (2004). 계약요인이 공공서비스의 성과에 미치는 영향. ｢한국정책학회보｣, 13(4): 1-20.

정순관․조선일. (2001). 지방공공서비스 민간위탁제도운영의 효율성 평가-광양시 생활폐기물수거 사례를 중심으로. ｢한국행정논집｣, 13(4): 193-213.

정순관. (1999). 정부기능의 민간위탁 경험과 교훈-생활폐기물수거 민간위탁사례를 중심으로. ｢한국지방자치학회보｣, 11(3): 137-157.

정윤수. (1995). 자료포락모형을 이용한 효율성 연구. ｢정책분석평가학회보｣, 5(1): 277-292.

Adler, N. & Yazhemsky, E. (2007). Improving Discrimination in Data Envelopment Analysis: PCA-DEA versus Variable Reduction. Which method at what cost? Working Paper of the Hebrew University Business School.

Ballard, M. J. & Warner, M. E. (2000). Taking the High Road: Local Government Restructuring and the Quest for Quality. Cornell Working Paper in Planning #194, Cornell University, Ithaca, NY.

Bel, Germà & Costas, Antón. (2006). Do Public Sector Reforms Get Rusty? Local Privatization in Spain. The Journal of Policy Reform. 9(1): 1-24.

Bendor, J. (1985). Parallel System: redundancy in government. Berkeley: University of California Press.

Berenyi, E. B. & Stevens, B. J. (1981). Does privatization work? a study of delivery of eight local services, State and Local Government Reviewing, 20(1): 11-21.

Bosch, N. et al. (2000). Measuring the Efficiency of Spanish Municipal Refuse Collections Services, Local Government Studies, 26(3): 71-90.

Buck, D. & Chaundy, D. (1992). Competitive Tendering and Refuse Collection Revisited, Mimeo.

Busch, Tor & Gustafsson, Ove. (2002). Slack in the Public Sector: a comparative analysis of a private and a public enterprise for refuse collection. Public Management Review, 4(2): 167-186.

Callan, S. J. & Thomas, J. M. (2001). Economies of Scale and Scope: a cost analysis of municipal solid waste services. Land Economics, 77(3): 548-560.

Carrascal, L. M., Galván, I. & Gordo, O. (2009). Partial Least Squares Regression as an alternative to current regression methods used in ecology. Oikos, 118: 681-690.

DeLaat, J. (1982). Contracting Out Public Services: some unanswered questions. Ann Arber, Michigan: University Microfilms International.

Denhardt, J. V. & Denhardt, R. B. (2003). The New Public Service: serving, not steering. New York; M. E. Sharpe.

Domberger, S. & Jensen, P. (1997). Contracting out by the Public Sector: Theory, Evidence, Prospects, Oxford Review of Economic Policy, 13(4): 67-78.

Domberger. S. et al. (1986). Competitive Tendering and Efficiency: the case of refuse collection, Fiscal Studies, 7(4): 69-87.

Dubin, J. A. & Navarro, P. (1988) How Markets for Impure Public Goods Organize: the case of house-hold refuse collection, Journal of Law, Economics and Organization, 4(2): 217-241.

Edwards, F. R. & Stevens, B. J. (1976). Relative Efficiency of Alternative Institutional Arrangements for Collecting Refuse: Collective Action vs. Free Market, Mimeo, Columbia University, N. Y.

Field, A. (2000). Discovering Statistics Using SPSS for Windows. London: Sage Bartlett, J. Gani, Ed. London: Academic Press.

Galagedera, D. U. A. & Silvapulle, P. (2003). Experimental Evidence on Robustness of Data Envelipment analysis. Journal of the Operational Research Society, 54: 654-660.

GóMez-Lobo, AndréS & Szymanski, S. (2001). A Law of Large Numbers: bidding and compulsory tendering for refuse collection contracts, Review of Industrial Organization, 18(1): 105-113.

Greenley, G. E., & Foxall, G. R. (1998). External Moderation of associationa among stakeholder orientations and company performance. International Journal of Research in Marketing, 15: 51-69.

Hefetz, A. & Warner, M. (2004). Privatization and its Reverse: explaining the dynamics of the government contracting process, Journal of Public Administration Research & Theory, 14(2): 171-190.

Hirsch, W. Z. (1965). Cost Functions of Urban Government Services: Refuse Collection, Review of Economics and Ststistics, 47: 87-92.

Hirschman, A. O. (1971). A Bias for Hope: Essays on Development and Latin America, New Haven, CT: Yale University Press.

Kemper, P. & Quigley, J. (1976). The Economics of Refuse Collection, Cambridge, MA: Ballinger.

Kitchen, H. M. (1976). A Statistical Estimation of an Operating Cost Function for Municipal Refuse Collection, Public Finance Quarterly, 4(1): 56-76.

Kodrzycki, Y. K. (1994). Privatization of Local Public Services: Lessons for New England, New England Economic Review, May/June: 31-46.

Lowery, D. (1998). Consumer Sovereignty and Quasi-Market failure. Journal of Public Administration Research and Theory, 8(2): 132-172.

McDavid, J. C. (1985). The  Canadian Experience with Privatizing Residential Solid Waste Collection Services, Public Administration Review, 45(5): 602-608.

McDavid, J. C. (2001). Solid-Waste Contracting-Out, Competition, and Bidding Practices among Canadian Local Governments, Canadian Public Administration, 44(1): 1-25.

Miranda, R. & Lerner, A. (1995). Bureaucracy, Organizational Redundancy, and the Privatization of Public Services, Public Administration Review, 55(2): 193-200.

Ohlsson,  H. (2003). Ownership and Production costs: Choosing between public  production and contracting-out in the case of Swedish refuse collection, Fiscal Studies, 24(4): 451-476.

Petrovic, W. M. & Jaffee, B. L. (1977). Aspects of the Generation and Collection of Household Refuse in Urban Areas, Mimeo, Indiana University, Bloomington.

Pier, W. J., Vernon, R. B. & Wicks, J. H. (1974). An Empirical Comparison of Government and Private Production Efficiency, National Tax Journal, 27: 653-656.

Pommerehne, W. W. & Frey, B. (1977). Public versus Private Production Efficiency in Switzerland: a theoretical and empirical comparison, Urban Affairs Annual Review, 12: 221-241.

Reeves, E. & Barrow, M. (2000). The Impact of Contracting-out on the Costs of Refuse Collection Services. The case of Ireland, Economic and Social Review, 31(2): 129-150.

Savas, E. S. (1980). Comparative Costs of Public vs. Private Enterprise. In W. J. Baumol(ed.). Public vs. Private Enterprise in a Mixed Economy, 234-294. New York and London.

. (1979). Public vs. Private Refuse Collection: The Critical Review of the Evidence. The Journal of Urban Analysis, 6(1): 1-13.

. (1977d). Policy Analysis for Local Government: public vs. private refuse collection, Policy Analysis, 3(1): 49-74.

. (1977c). An Empirical Study of Competition in Municipal Service Delivery, Public Administration Review, 37: 717-724.

. (ed.). (1977b). The Organization and Efficiency of Solid Waste Collection, Lexington, Mass.

. (1977a). Evaluating the Organization and Efficiency of Solid Waste Collection, Lexington, Mass.

Spann, R. M. (1977). Public vs. Private Provision of Governmental Services, In T. E. Borcherding (ed.). Budget and Bureaucrats: The Sources of Government Growth, 71-89. Durham, N. C.

Stevens, Barbara J. (1978). Scale, Market Structure, and the Cost of Refuse Collection. The Review of Economics and Statistics, 60(3): 438-448.

Stevens, B. J. & Savas, E. S. (1978). The Cost of Residential Refuse Collection and the Effect of Service Arrangements, Municipal Year Book, 44: 200-205.

Szymanski, S. (1996). The Impact of Compulsory Competitive Tendering on Refuse Collection Services, Fiscal Studies, 17(3): 1-19.

Szymanski, S. & Wilkins, S. (1993). Cheap Rubbish? Competitive Tendering and Contracting Out in Refuse Collection, Fiscal Studies, 14(3): 109-130.

Tickner, G. & McDavid, J. C (1986). Effects of Scale and Market Structure on the Costs of Residential Solid Waste Collection in Canadian Cities, Public Finance Quarterly, 14(4): 371-393.

Tobias, Randall D. (1995). An Introduction to Partial Least Squares Regression. SAS Institute Inc., Cary, NC.

van den Wollenberg, A. L. (1977). Redundancy Analysis: an alternative to canonical correlation analysis. Psychometrika, 42: 207-219.

Warner, Mildred E. & Hefetz, Amir. (2008). Managing Markets for Public Service: The Role of Mixed Public–Private Delivery of City Services. Public Administration Review. 68(1): 155-166.

. (2001). Privatization and the Market Structuring Role of Local Government. Briefing Paper, 112. Economic Policy Institute.

http://www.epi.org/publications/entry/briefingpapers_bp112[accessed January 27, 2009]

Wold, H. (1985), Partial Least Squares, In S. Kotz and N. L. Johnson(ed.). Encyclopedia of Statiscal Science, 581-591. Wiley, New York.

Wold, S. (1994), PLS for Mutivariate Linear Modeling. QSAR.

권경환(權敬桓): 서울대학교에서 행정학 박사학위(지방정부 재정지출의 정향변화에 관한 연구, 2004년)를 취득하고, 국제문제조사연구소(현 국가안보전략연구소) 책임연구원을 거쳐 현재 경남대학교 법정대학 행정경찰학부 행정학전공 부교수로 재직 중이며, 주요 관심분야는 지방재정 및 지역정책평가, 재무행정, 공기업, 신제도주의 등이다. 주요 저서와 논문으로는 “스웨덴의 행정과 공공정책”(2008, 공저), “광역자치단체 분할정부구조와 지방재정지출정향”(2008), “지방정부의 권력구조와 재정지출정향”(2005), “예산집행과정의 제도론적 분석-새만금사업을 중심으로”(2005) 등이 있다. 현재 경상남도지방공무원교육원(민간위탁) 교육운영처장, 경상남도 업무평가위원, 한국행정학회 섭외이사, 한국정부학회 편집이사, 한국지방정부학회․한국지역정보화학회 편집위원 등을 맡고 있다.

<E-mail: kwongyeo@kyungnam.ac.kr /논문접수일: 2010. 4. 16 / 심사개시일: 2010. 4. 19 / 심사완료일: 2010. 5. 17>

[부록]

<부록표1> ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)에서의 투입변수군 내 상관관계 분석 결과

	관리인원	관리차량	손수레	중장비	처리인건비	기타 처리비
관리인원	1 1
관리차량	0.887** 0.797**	1 1
손수레	0.773** 0.491**	0.632** 0.350**	1 1
중장비	0.422** 0.315**	0.379** 0.216	0.346** 0.105	1 1
처리인건비	0.578** 0.614**	0.450** 0.407**	0.516** 0.452**	0.288* 0.296**	1 1
기타 처리비	0.810** 0.753**	0.745** 0.683**	0.659** 0.253*	0.226* 0.125	0.272* 0.348**	1 1
* p<0.05, ** p<0.01 주: 셀 내부의 위와 아래 수치는 각각 2003년과 2007년의 피어슨 상관계수를 나타냄

<부록표2> ‘주성분-자료포락분석’(PCA-DEA)에서의 산출변수군 내 상관관계 분석 결과

	매립소각량	재활용량	수수료 징수액
매립소각량	1 1
재활용량	0.831** 0.853**	1 1
수수료 징수액	0.784** 0.839**	0.850** 0.867**	1 1
* p<0.05, ** p<0.01 주: 셀 내부의 위와 아래 수치는 각각 2003년과 2007년의 피어슨 상관계수를 나타냄

<부록표3> 독립변수 간의 이변량 상관관계 분석 결과

	관리인력	총장비수	총관리 비용	총발생량	수수료	면적	인구	인구밀도	소득수준	아파트 비율
관리인력	1 1
총장비수	0.920** 0.770**	1 1
총관리 비용	0.890** 0.838**	0.845** 0.637**	1 1
총발생량	0.845** 0.856**	0.761** 0.644**	0.861** 0.885**	1 1
수수료	0.750** 0.844**	0.665** 0.678**	0.811** 0.879**	0.851** 0.888**	1 1
면적	-0.176 -0.082	-0.193 -0.069	-0.281* -0.140	-0.143 -0.150	-0.237** -0.224	1 1
인구	0.570** 0.890**	0.438** 0.678**	0.586** 0.912**	0.614** 0.931**	0.612** 0.923**	-0.168 -0.188	1 1
인구밀도	0.581** 0.468**	0.540** 0.303**	0.676** 0.570**	0.616** 0.595**	0.652** 0.591**	-0.536** -0.563**	0.642** 0.605**	1 1
소득수준	0.100 0.259*	0.062 -0.005	0.179 0.158	0.128 0.226*	0.157 0.201	0.037 -0.002	-0.162 0.179	-0.144 0.193	1 1
아파트 비율	0.374** 0.303**	0.406** 0.267*	0.478** 0.296**	0.429** 0.365**	0.453** 0.329**	-0.452** -0.479**	0.120 0.360**	0.317** 0.339**	0.333** 0.095	1 1
* p<0.05, ** p<0.01 주: 셀 내부의 위와 아래 수치는 각각 2003년(N=77)과 2007년(N=77)의 피어슨 상관계수를 나타냄

<부록표4> 분산팽창요인(VIF)과 고유치(eigenvalues)

독립변수	분산팽창요인(VIF)			차원	고유치(Eigenvalue)
	통합자료a)	2003	2007		통합자료a)	2003	2007
상수				1	9.022	9.161	9.023
공공생산방식	1.423	1.825	1.254	2	1.298	1.369	1.275
민간생산방식	1.155	1.530	1.102	3	0.982	1.010	1.012
관리인력	8.731	11.816	8.216	4	0.609	0.494	0.683
총장비수	4.346	8.173	3.011	5	0.327	0.307	0.422
총관리비용	6.405	8.669	7.022	6	0.227	0.205	0.189
총발생량	6.855	7.184	8.955	7	0.166	0.144	0.135
수수료	4.823	4.639	8.130	8	0.137	0.136	0.094
면적	2.085	2.131	2.167	9	0.078	0.058	0.051
인구	2.723	2.478	15.582	10	0.061	0.047	0.045
인구밀도	2.852	3.636	2.757	11	0.047	0.036	0.031
소득수준	1.290	1.559	1.341	12	0.027	0.019	0.022
아파트비율	1.870	2.213	1.744	13	0.020	0.015	0.018
a) 통합자료에 대한 수치는 2003년과 2007년을 합친 154개 케이스(N=154)를 대상으로 분석한 것임