<B3EDB9AE3220C8C4BAB8C0DAC0C7B5E6C7A5C0B25FBCDBB1D9BFF82E687770>

조사연구(2011. 03) 12권 1호: 31-63 31 연구논문 후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성: 2010 광역단체장 선거를 중심으로 A Trial to Develop Forecasting Model for Turn-out Rates with the 2010 Korean Gubernatorial Election Data 1)송근원 * Keun-Won Song 이 논문은 많은 비용의 부담없이 어느 후보가 당선될 것인지를 정확히 예측할 수 있는 방 법을 찾기 위한 하나의 시도이다. 이 논문에서는 선거기간 동안에 각 후보들이 어느 정도의 득표율을 획득하고 있는지를 예측하기 위해 후보의 가시성, 현직자 효과, 지역 지배 정당 효과, 부정 비리 효과, 사표 방지 효과, 중간 평가로서 견제 효과, 정책 효과 등을 독립변 수로 삼아 회귀 모형을 만들어 유용한 득표율 예측 모형을 제시하고 있다. 제시된 모형은 득표율 = -4.65 + 1.02 가시성 + 16.9 0현직 효과 + 16.78 지역 효과 - 9.1 2견제 효과 이다. 이 모형의 설명력은 91.2%이며, 다른 조건이 일정할 때 후보의 가시성이 득표율과 거의 같음을 보여준다. 또한 현직자가 16.9%의 후광 효과를, 지역 지배 정당 후보들이 16.8%의 지역 효과를 얻고 있으며, 중간평가로서의 견제 효과 때문에 여당 후보들은 9.1% 의 득표율 손실을 보고 있다는 것을 보여준다. 이 모형은 큰 비용의 부담없이 선거 기간 동 안 후보자들의 득표율 예측에 활용될 수 있다. 이 이외에도 이 논문은 예측의 정확도를 높 이기 위한 각 변수들의 측정 방법들 및 이 모형의 한계점 등을 논의하고 있다. 주제어: 득표율 예측 모형, 후보 가시성, 현직 효과, 지역 지배 정당 효과, 중간 평가로서 견제 효과, 사표 방지 효과, 부정 비리 효과, 정책 효과, 6.2 지방선거 This study is to make an effective forecasting model for turn-out rates of the candidates with their visibilities, which are measured in their names on the media during the election period. I make a regressive model, with the data of 2010 gubernatorial election in Korea, where turn-out rate is dependent variable and each * 경성대학교 법정대학 행정학과 교수 송근원. E-mail: gwsong@ks.ac.kr

32 조사연구 candidate's visibility, incumbency effect, local control party effect, corruption effect, strategy voting effect, restrain effect as a mid-term evaluation, and policy effect are independent variables. I got the model, T = -4.65 + 1.02V + 16.90 I + 16.78L -9.12R, where T is turn-out rate, V is candidate's visibility, I is incumbent effect, L is local control party effect, and R is restrain effect. This function can be used to predict turn-out rates of the candidates in the forthcoming gubernatorial election in Korea at a small outlay. Key Words: forecasting model for turn-out rates, candidate's visibility, incumbency effect, local control party effect, restrain effect as a mid-term evaluation, strategy voting effect, corruption effect, policy effect, Korean local election Ⅰ. 들며 유권자들은 투표가 끝나면 개표 결과를 궁금해 한다. TV 개표 방송을 밤새워 보기도 한다. 자신이 던진 한 표의 행방이 후보자의 당선으로 연결된 것인지 궁금한 것이다. 후 보자는 물론 후보를 위해 선거운동에 종사한 사람 역시 자신의 노력이 결실을 맺었는지 더 더욱 궁금해 한다. 개표 방송은 유권자들이 즐길 수 있는 시간을 제공해 준다. 마치 뜀박질 경주를 보듯 엎치락뒤치락하는 오차범위 내 후보자들에 대한 유권자들의 관심은 개표 방송에서 눈을 떼지 못하게 만든다. 마치 월드컵 경기를 보듯이. 2010년 6월 2일 오후 6시 지방선거에서 투표가 끝나자 방송3사는 출구조사 결과를 발 표하기 시작했다. 공식적인 선거운동 기간 동안에는 여론조사 공표가 금지되는 까닭에 후보자는 물론 유권자들의 시선은 출구조사 결과에 집중되기 마련이다. 선거운동 기간 이전에 공표되었던 여론조사 결과와는 정 다른 출구조사 결과가 발표되면서 일부는 출구 조사 결과를 부정하며 개표 상황을 지켜보는가 하면, 일부는 긴가민가하면서 보다가 출 구조사 결과와 비슷한 결과가 나타나기 시작하자 이전의 여론조사 결과에 대해 비난을 쏟아내기 시작했다. 출구조사 결과는 거의 100% 가깝게 개표 결과와 일치하였으나, 선 거운동 기간 이전에 조사한 여론조사 결과는 터무니없이 틀렸기 때문에 그 다음 날부터 여론조사에 대한 불신이 제기되기 시작한 것이다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 33 그렇다면 왜 출구조사 결과는 개표 결과와 오차 범위 내에서 거의 완벽하게 일치하였 는데, 여론조사 결과는 틀리게 나타났는가? 출구조사 결과의 정확성은 출구조사 시 표본 의 수를 지난 선거에서보다도 두 배로 늘려 엄격한 조사 절차에 따라 조사를 시행한 결과 로 볼 수 있다. 반면에 여론조사 결과가 판이하게 나타났던 이유로서, 여론조사 기관들 은 여론조사 시 자신의 견해를 숨기는 유권자들, 곧 무응답층이 많았다는 점과 선거운동 기간 동안에 판세가 변화하였다는 점 등을 들고 있다. 선거운동 기간 동안에 판세에 많 은 변화가 이루어졌을 것이고 그것 때문에 선거운동 기간 이전에 행해진 여론조사 결과 와 개표 결과에 차이가 생겼을 것이라는 점은 일단 타당성 있는 지적이다. 그러나 무응 답층이 많았기 때문에 조사 결과가 달라졌다는 주장은 올바른 주장이 아니다. 이 말은 이들 무응답층에 대한 분석이 제대로 이루어지지 않았다는 말로 바꿔야 한다. 만약 제대 로 표본을 뽑아서 조사한 결과 무응답층이 많이 있었다면, 판별분석 등의 방법을 사용하 여 무응답층의 후보자 지지 성향을 충분히 파악할 수 있기 때문이다. 결국 여론조사 기 관들이 표본을 제대로 뽑아서 조사하지 못했거나, 그렇지 않다면, 제대로 분석을 해내지 못했거나 둘 중 하나가 주요 원인인 것이다. 후보자들이나 유권자들이나 투표 결과를 궁금해 하는 것은 마찬가지이다. 유권자도 그렇지만, 특히 후보자의 경우 선거운동 기간 동안에 수시로 자신의 당선가능성이 어떻 게 변화하고 있는지 매우 알고 싶어할 것이다. 만약 그것을 알아낼 수 있다면 즉시즉시 선거운동 전략도 바꿀 수 있을 것이다. 물론 선거운동 기간 동안에도 여론조사는 진행될 것이다. 그렇지만 이 결과는 조사를 시행한 후보만 알고 있을 뿐 일반 유권자는 알 수가 없다. 그리고 이 방법에는 시간과 비용이 많이 든다. 그렇다면 출구조사 발표 전에, 다시 말해 선거운동 기간 동안, 후보자의 당선가능성 을 제시해 주는 지표는 없을까? 만약 후보자의 당선가능성을 제시해 주는 지표가 있다 면, 그리고 그것이 간단하게 측정될 수 있는 것이라면, 더욱이 비용과 시간을 들이지 않 고도 쉽게 당선가능성을 예측해 줄 수 있다면 얼마나 좋겠는가! 이 논문에서는 이를 예 측해 줄 수 있는 득표율 예측 모형을 만드는 데 필요한 여러 지표들을 검토하고자 한다. 후보의 득표율을 예측할 수 있는 모형에는 가능한 한 후보의 득표율에 영향을 미치는 모든 변수들이 포함되어야 할 것이다. 그렇다면 후보의 득표율에 영향을 미치는 요인들 에는 어떠한 것들이 있는가? 지금까지 알려진 바에 의하면, 후보의 득표율에는 후보의 인지도, 현직 여부, 출마 지역 및 정당, 부정 비리 여부, 유권자들의 사표 방지 심리, 정부의 국정 운영에 대한 평가, 후보자의 정책 입장 등이 영향을 미친다.

34 조사연구 이 논문에서는 이들 요인들이 후보의 득표율 예측에 얼마나 유효한 것인지를 하나하 나 검토하면서, 후보들의 득표율을 예측할 수 있는 모형을 만들어 내고자 한다. 2010년 6월 2일 시행된 지방선거 자료 가운데 광역단체장 선거 자료를 바탕으로 후보자들의 득 표율을 종속변수로 삼고, 득표율에 영향을 미치는 요인들을 독립변수로 삼아 이들의 측 정 방법과 독립변수 각각이 당락 예측 지표로서 어느 정도의 유용성이 있는 것인지를 검 토하여 득표율 예측 모형으로서 회귀모형을 만들어 내고자 한다. 이렇게 개발된 회귀 모형은 후보에게는 비용과 시간을 절약하면서 선거운동 기간 동 안에 당선가능성을 찾아 시의적절하게 선거전략을 수립하는 데 도움을 줄 수 있을 것이 다. 또한 이 모형을 통해 선거운동 기간 중에도 유권자들의 궁금증을 쉽게 충족시켜줄 수 있을 것이다. 굳이 출구조사 결과를 보지 않더라도 내가 찍은 후보가 당선될 것인지 여부를 쉽게 알 수 있을 것이다. 또한 내가 투표한 지역이 아니라도 관심있는 지역의 지 방선거 당선자가 누가 될 것인지에 관해서도 미리 예측할 수 있음은 물론이다. 그렇다고 출구조사가 전혀 불필요한 것은 아닐 것이다. 개표 방송에서 출구조사 결과 는 그것을 지켜보는 유권자들의 관심을 고양시키는 역할을 한다. 개표 과정에서 유권자 들은 출구조사 결과가 맞는지 관심을 갖고 지켜볼 때 개표 방송이 더 재미있어지는 것이 다. 그렇지만 만약 이 연구에서 제시하는 회귀모형으로써 어느 지역에서 어느 후보가 어 느 정도의 득표율로 당선될 것인지를 예측하여 출구조사 결과와 비교하면서 방송을 진행 한다면 아마 개표 방송을 보는 유권자들의 즐거움은 배가될 것이다. 뿐만 아니라 이 연 구는 그 동안 이론적으로 주장되었던 현직자 효과, 지역 지배 정당 효과, 부정이나 비리 효과, 사표 방지 효과, 중간 평가로서 견제 효과, 정책 투표 효과 등에 관한 정보도 제시 해 줄 수 있다. 이러한 정보는 투표 이론의 발전에 귀중한 자료가 되면서 이들 이론들에 대한 연구 방향이나 연구 방법을 제시함으로써 선거 연구에 이바지할 것이다. II. 이론 및 연구 설계 1. 이론적 논의 1) 후보의 인지도 또는 가시성 후보의 인지도와 관련된 연구들은 비교적 지금까지 많이 이루어지고 있다. 이들 연구 들의 대부분은 언론 매체에서 보도된 선거 이슈들이나 TV 토론 등이 유권자들의 후보

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 35 선택이나 인지 변화에 미친 영향에 관한 연구들로서 주로 미디어 학자들에 의해 주도되 었다(정성호 2003; 반현 외 2004; 손영준 2005; 유현종 2007). 그렇지만 후보의 인지도 또는 가시성과 투표 결과의 관계에 관한 경험적 연구는 거의 이루어지지 않고 있다. 다만 정치학자를 비롯한 선거 전문가들은 후보의 이름이 언론에 많이 등장하면 할수록 득표율이 높아질 것이라는 가정에 일반적으로 동의하고 있다. 1) 실 제로 후보의 가시성에 영향을 미치는 이슈들을 시계열 상에서 역동적으로 분석한 송근원 (2011)의 논문 역시, 후보의 가시성이 투표 결과에 영향을 미칠 것이라는 전제 하에 이루 어진 것일 뿐이다. 그렇다면 후보의 가시성이 득표율을 높이는 데 정말로 효과가 있는 것일까? 여기에서 는 송근원(2011)이 제시한 후보의 가시성이라는 개념을 사용하여 후보의 가시성이 투표 결과를 보여주는 하나의 지표로서 득표율과 어떤 관계에 있는지를 분석하고자 한다. 송 근원(2011: 161)은 후보의 가시성을 후보로서 인지될 수 있는 기회 또는 자원의 양 으로 정의함으로써 유권자들의 후보 인지 비율 곧, 유권자들이 후보에 대해 알고 있는가에 대한 집합적 개념 으로서의 후보 인지도라는 개념과는 구별하여 쓰고 있다. 만약 후보의 인지도를 따로 조사하여 투표 결과와 연계시켜 분석한다면 인지도라는 개념을 쓸 수도 있을 것이지만, 이는 시공간적으로나 비용의 면에서 많은 제약이 따른다. 예컨대 선거운 동 기간에 인지도를 조사한 결과가 축적되어 있어야 가능하다. 그러나 후보의 가시성을 언론 매체에 후보들의 이름이 보도된 기사 횟수 로 측정하는 경우, 비용도 적게 들고 시 공간상으로도 전혀 제약을 받지 않는다. 그러나 이렇게 측정한 자료는 유권자들의 후보 인지도를 높이는 요인일 뿐이지 인지도 그 자체는 아니기 때문에 후보의 가시성이 라는 개념이 훨씬 정확한 개념이 된다. 이런 까닭에 이 연구에서는 후보의 가시성이라는 개념을 사용하여 이 개념이 후보의 득표율을 어느 정도나 정확하게 예측해 줄 수 있는가 에 초점을 두고자 한다. 이를 위하여 이 연구에서는 언론 매체에 후보들의 이름이 보도된 횟수를 각 후보들의 1) 이 주장에 관하여는 송근원(2011: 161-163)을 참조할 것. 한편, 이 주장과는 달리 당선가능성 이 높을수록 언론이 더 언급하는 것 일지도 모른다. 이런 점을 고려할 때 가시성과 득표율의 관 계는 어느 것이 원인이고 결과인지 분명하지 않게 된다. 그러나 언론에의 보도 횟수와 득표율 이 서로 밀접하게 관련되어 있다는 점만큼은 분명하다. 이 논문은 가시성과 득표율의 인과관계 를 검증하는 데 초점을 두기보다는 좀더 실용적인 득표율 예측 모형을 제시하고자 하는 까닭에 여기에서는 이들의 인과론에 관한 이론 논쟁은 생략한다. 곧 가시성 가설의 검증과는 별도로, 이들의 상관관계가 매우 높다는 점에 바탕을 두고 득표율 예측에 가시성 지표를 사용하고자 한 다.

36 조사연구 가시성 으로 정의하고, 이 지표가 그 후보의 득표율과 어떤 관계에 있는가를 모형화함으 로써 이 지표의 활용 가능성을 검토하고자 한다. 따라서 이 연구는 후보의 가시성이 어 느 정도나 선거 결과 지표로서 가치가 있는 것인가에 초점을 둘 것이다. 2) 2) 현직자 효과(incumbency advantage) 현직자 효과 역시 후보의 득표율에 영향을 미친다. 실제로 선거 결과에 미치는 영향 요인을 분석한 논문들 가운데 현직자 효과를 지적한 논문들은 무수히 많다. 특히 미국의 경우, 1960년대부터 현재까지 현직 하원의원의 재당선율이 80% 이상으로 높게 나타나 일찍부터 이 분야에 관한 많은 연구들이 이루어졌다(Erickson 1972; Mayhew 1974; Jacobson 1987; Gelman & King 1990; Cain et al. 1987). 한편 우리나라에서는 현직자 효과가 거의 없거나 미미하다고 주장하는 논문들(이남영 1996; 문용직 1997; 김도종 김형 준 2000)이 없는 것은 아니지만, 대부분의 논문들이 현직자 효과를 인정하고 있다(박찬 욱 1993; 황아란 1996, 1998; 윤종빈 2002; 이갑윤 이현우 2000; 임성학 2005; 김석우 2006; 한정택 2007; 박명호 김민선 2008). 현직자 효과의 원인에 대해서는 상대적으로 높은 인지도(Mann 1978; Quattrone & Tversky 1988; Box-Steffensmeier et al. 2003), 지역사업이나 민원 해결 등에 따른 업 적(Yiannakis 1981; Fiorina 1989; Harrera & Yawn 1999; 황아란 1998), 선거 경험에 따 른 이점(Mayhew 1974; Ansolabehere & Gerber 1994; Jacobson 2004) 등을 들 수 있다. 예컨대 황아란(1998: 697)은 현직 기초단체장에 대한 업적 평가 점수를 현직 후보를 선택 한 유권자들과 도전 후보를 선택한 유권자들 및 비현직 선거구의 단체장에 대한 평가 점 수를 비교한 결과를 가지고 업적에 바탕을 둔 현직 효과를 주장한다. 3) 한편 인지심리학적 관점에서 현직자의 인지도와 업적 평가를 연계시켜 현직자 효과를 주장하는 경우도 있다. Stokes & Miller(1966)는 특별한 과오가 없는 한, 현직에 대한 2) 언론 매체에 후보의 이름이 보도된 횟수를 각 후보들의 가시성 으로 정의할 때 나타나는 가시 성 효과는 그 자체가 하나의 고유한 효과라기보다는 여러 요인들이 결합되어 형성되는 효과로 보아야 할 것이다. 예컨대 후보가 현직자이거나 부정 비리에 연루되었거나, 또는 주요 정당 후 보인 경우, 언론 매체는 그 후보에 관해 더 많이 언급하고 이들이 모여서 가시성 효과를 구성하 기 때문이다. 따라서 가시성 효과는 다음에 논의하는 현직 효과, 부정 비리 효과, 사표 방지 효과 등과 어느 정도 겹칠 수밖에 없으므로 이런 점을 감안하여 분석해야 할 것이다. 3) 황아란(1998: 697-698)은 현직 후보자를 선택한 유권자들의 평가 점수가 도전 후보를 선택한 유권자들의 점수나 비현직 선거구에서의 단체장에 대한 점수보다 평균 10점 정도 더 높다는 것 을 강조하면서, 현직 효과는 업적 평가에 근거한다고 주장한다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 37 인지의 편의성이 긍정적 평가를 낳고 긍정적 평가는 현직의 득표율이나 재선에 긍정적 영향을 미친다는 것이다. 이러한 주장은 현직에 대한 인지도(또는 가시성)와 평가가 재 선에 미치는 영향을 지적한 것이라 할 수 있다. 현직 여부가 후보의 득표율에 많은 영향 을 미치는 것은 어느 정도 사실이고, 따라서 후보의 득표율을 예측하는 데에는 반드시 들어가야 할 변수이다. 3) 지역 지배 정당 효과 우리나라에서 선거 결과에 미치는 지역주의의 영향력은 무수히 많이 논의되었다. 실 제로 민주화 이후 선거 결과를 설명할 때 가장 중요한 변수로 지역주의를 꼽을 수 있다. 유권자들의 지역주의 투표 행태는 특정 지역에 기반을 둔 정당에 투표하는 경향을 의미 하며, 이는 곧 선거에 미치는 지역 지배 정당 효과를 말한다. 이러한 지역 지배 정당 효과는 점점 약해지고 있다는 주장들(강원택 2002, 2003; 김욱 2006; 정구종 2006; 가상준 2008)이 있지만, 아직까지도 대통령 선거, 국회의원 선거, 지 방 선거 등 모든 선거에서 찾아볼 수 있다(강명세 2001; 이갑윤 2002; 조진만 외 2006; 송근원 정봉성 2007). 지금까지의 연구 결과들을 대체로 살펴보면, 지역 지배 정당 효과 는 특히 영 호남 간에 아주 강하게 나타나며, 충청 지역주의는 조금 약하기는 하지만 2007년 대통령 선거와 2008년 국회의원 선거에서 다시 부활한 모습을 보이고 있다(가상 준 윤종빈 2010). 이런 점을 감안할 때 후보가 어느 지역에서 어느 정당으로 공천되어 나오는가는 그 후보의 득표율에 많은 영향을 미친다. 따라서 이러한 지역 지배 정당 효과는 후보의 득 표율에 많은 영향을 미치며, 후보의 득표율을 예측할 때 뺄 수 없는 변수이다. 4) 부정 비리 효과 후보자의 부정, 비리, 성 스캔들, 권력 남용 등 부정적 요인은 언론에 보도됨으로써 후보자의 가시성을 높여주는 데 한 몫을 한다. 비록 정치인들에게나 정치 전문가들은 이 런 부정 비리 요인들이 후보의 가시성을 높여주기는 하지만, 득표에 미치는 부적인 영향 은 미미하다고 보는 경향이 있다(송근원 2011: 162-3). 또한 부정 비리 요인이 득표와는 별 관계가 없다는 경험적 연구 결과들도 있다. 엄기홍(2009: 171)은 정치 자금 스캔들의 대표적 사건으로 기록된 엔론 스캔들이 가시화되기 전 선거인 1998년 미국 하원의원 선 거와 가시화된 이후 선거인 2002년 선거를 비교 분석하였다. 분석 결과, 정치자금 스캔 들은 후보자의 재선에도 그리고 유권자의 현직자 평가에도 영향을 끼치고 있지 않았다.

38 조사연구 고 보고하고 있다. 이러한 분석은 어느 정도 타당성이 있으나, 부정적 영향이 비교적 작은 사례들을 선 택하여 분석한 결과이거나 좀더 긍정적 요인, 예컨대, 현직자 효과 등이 작용하는 바람 에 부정 비리의 영향이 통계적으로 유의하지 않게 나타났을 수 있다는 비판에서 벗어나 기 어렵다. 부정이나 정치자금 비리, 성 스캔들 가운데 영향력이 큰 사건들은 선거가 치 러지기 전에 이미 입후보하지 못하도록 영향을 미치기 때문에 결과적으로 비교적 사소하 거나 미미한 영향을 가진 스캔들만 연구 대상에 포함될 가능성이 높으며, 이 경우 부정 비리 효과는 미미하거나 득표율과 관련이 없는 것으로 나타날 것이다. 이런 점을 고려할 때, 비록 선거에서 나타난 부정 비리 효과가 통계적으로 의미가 없 다는 연구 결과가 많이 있다고 하더라도, 이론적으로 볼 때, 부정, 비리, 성 스캔들 등은 득표율에 부정적인 영향을 미친다고 보아야 할 것이다. 따라서 이 연구에서도 부정 비리 효과를 득표율 모형에 포함시켜 분석해 보고자 한다. 5) 사표 방지 효과 유권자들은 지지 후보가 당선될 가능성이 없거나 견제 가능성이 없다고 생각하면 그 후보에게 표를 던지지 않는다(송근원 1994: 14). 지지 후보가 득표 순위 1, 2위에 해당되 지 않는다고 생각하면 그 후보에게 투표하지 아니하고 득표 순위 1, 2위 후보라고 생각 하는 후보 중 하나를 택하여 표를 던진다. 자신의 표가 사표로 사장되는 것을 원치 않기 때문이다. 유권자들은 자신의 표가 사표가 되는 것을 싫어하기 때문에 당선 가능성이 있 는 후보들을 골라 전략적으로 투표한다(strategic voting)는 것이다. 전략 투표에 관한 연구는 방대하며 다방면에서 진행되었다. 사표를 방지하기 위한 기 제로서 선거제도에 관한 연구들도 있고, 사표 방지를 위한 전략적 투표에 영향을 미치는 요인들에 관한 연구들도 있다. 전자의 예로서는 호주나 아일랜드에서 시행하는 우선순 위 투표 제도(preferential voting system) 에 관한 이론적 논의나 17대 총선에서 도입한 1인 2표제 정당 투표가 사표 방지에 유효하다는 논문(조진만 최준영 2006)도 있고, 18대 총선에서 나타난 분할 투표에 관한 연구(박찬욱 홍지연 2009) 등이 있으며, 후자의 예로 서는 전략적 투표자들의 선거 판세에 관한 인식이 중요한 역할을 한다고 보는 김용호 (2009)의 논문 등이 있다. 4) 4) 김용호(2009)는 당선가능성이 높은 후보와 자신의 선호 후보가 다른 유권자들인 전략적 투표자 들은 선거 판세가 백중세라고 인식할 때 사표 방지 효과가 더 높다는 주장을 하고 있다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 39 사표 방지 효과가 어느 정도 나타나는가를 측정하기 위한 방법을 포함하여 전략 투표 율이 어느 정도나 되는지를 밝힌 경험적 연구들도 있다. 5) 조성대(Cho 1999)의 논문은 1992년 영국 총선에서 나타난 전략 투표 행태는 총 유권자의 7.8%라 밝히고 있으며, Blais & Nadeau(1996)는 캐나다의 경우 전략 투표 비율이 총 유권자의 6%에 불과하다고 추정하지만, 전략 투표에의 유인이 분명한 유권자만을 대상으로 하면 전략 투표의 추정 값은 약 28%에 달한다고 보고하고 있다. 조성대(2000: 310-313)는 미국 대통령 선거에 서 역대 제 3당 후보 지지자들의 전략 투표 행태 비율은 이들의 지역 기반에 따라 그 비 율이 다르게 나타나고 있음을 주장한다. 우리의 관심은 사표 방지 효과와 득표율의 관계에 관한 것이다. 상식적으로나 이론적 으로나 사표 방지 심리는 당연히 후보자들의 득표율에 영향을 미친다. 유권자들은 사표 방지 심리 때문에 전략 투표를 하게 되고 후보의 득표율은 이에 따른 영향을 받는다. 따 라서 사표 방지 효과 때문에 군소 후보는 손해를 보고, 양대 정당의 후보 또는 1, 2위에 해당되는 후보는 이익을 얻을 수밖에 없다. 이런 점에서 볼 때 사표 방지 효과는 후보들 의 득표율을 예측하는 데 반드시 들어가야 할 변수라고 볼 수 있다. 6) 중간 평가로서의 견제 효과 대통령이나 정부의 국정 운영에 대한 유권자들의 평가 역시 선거 결과에 영향을 미친 다(Tufte 1993; 조진만 외 2006; 가상준 2008). 선거 당시 대통령 지지율이 여당 후보의 득표율에 반영되어 나타난다는 연구 결과는 비교적 많이 나와 있다. 미국의 경우 대통령 의 허니문 기간 동안에 실시된 선거나 현직 대통령이 인기가 있던 해의 선거에서는 여당 후보들이 유리하며, 대통령에 대한 평가가 안 좋은 때 치른 선거에서는 야당 후보가 유 리하다(Mattei & Glasgow 2005; Younger 2007; Koch 2008). 앞의 것은 일종의 후광 효 과(coat-tail effect)라 할 수 있으며, 뒤의 것은 견제 효과라 할 수 있다. 가상준 윤종 빈(2010)은 김대중 대통령 임기 초반 지지율이 매우 높던 상황에서 이루어진 1998년 지방 선거에서의 후광 효과를 예로 제시하면서, 후광 효과가 동시에 선거가 열릴 경우 영향 력이 크지만, 두 선거가 임박해서 열린 경우에도 영향력은 큰 편 이라고 주장한다. 5) 전략적 투표자를 추정하는 방법에 관해서는 선거 결과 집계표인 집합 자료를 사용하는 방법 (Johnson & Pattie 1991), 후보자에 대한 선호 정도를 묻는 방식의 설문지를 사용하는 방법 (Blais & Nadeau 1996), 유권자의 자기 보고 방식의 설문지를 사용하는 방법(Alvaz & Nagler 2000) 등이 있다. 이들 각 방식에 대한 문제점 등에 관하여는 김용호(2009: 247-248)를 참조할 것.

40 조사연구 반면에 견제 효과에 중점을 둔 연구들도 있다. 페어(Fair 2009: 55)는 대통령의 후광 효과가 동시에 나타나는 하원 선거에서는 나타나지 않으며, 다음의 중간 선거에서는 부 적인 효과가 나타난다고 주장하면서 그 이유를 정부의 권력 균형(balance argument) 때 문으로 보고 있다. 즉, 견제 효과가 나타난다는 것이다. 김용복(2010: 23-24)은 우리나 라에서는 대통령 선거와 지방선거의 주기가 일치하지 않기 때문에 지방선거가 중간평가 의 성격을 띠게 되며, 따라서 현 정권에 대한 견제 효과를 가진다고 주장한다. 우리나라 의 지방선거는 전국적으로 실시되기 때문에 지역 현안이나 지방정부에 대한 평가보다 중 앙정부에 대한 심판론(견제론)과 안정론이 늘 이슈의 초점이 되어 왔으며, 역대 지방선 거를 분석해 볼 때 정권 심판론이 정권 안정론보다 훨씬 더 많이 작용하였다고 분석한 다. 6) 이는 중간평가로서의 성격에서 나타나는 일종의 야당 효과라 할 수 있으며, 어느 정도 설득력이 있는 주장이다. 그러나 엄격하게 말한다면, 정권 견제론이 우세할 것인가 정권 안정론이 우세할 것인 가는 대통령의 국정 운영에 대한 평가가 부정적이냐 긍정적이냐에 달려 있는 것이라 할 수 있다. 만약 대통령의 국정 운영에 대한 평가가 긍정적이라면 안정론이, 부정적이라면 견제론이 힘을 받을 것이기 때문이다. 이런 점에서 볼 때 견제 효과는 그 동안의 대통령의 업적과 관련된다고 볼 수 있다. 만약 대통령의 업적 평가에 대한 유권자들의 자료가 있다면 이러한 중앙정부에 대한 평 가 결과가 지방선거에서 어느 정도 영향을 미칠 것임은 분명하다. 따라서 지방선거가 치 러지기 전에 조사된 대통령의 국정 운영(또는 업적)에 대한 유권자들의 평가 자료 또는 견제론과 안정론에 대한 여론조사 자료가 광역별로 나와 있다면, 이 자료를 사용하여 이 들이 후보들의 득표율에 미친 영향을 파악할 수 있을 것이다. 그러나 이러한 견제 심리는 현재의 정책 시행에 대한 반대 의견을 통해서도 표출된 다. 이런 점에서 견제 효과는 다음에 논의하는 정책 효과와도 밀접한 관련이 있다. 실제 로 6.2 지방선거에서는 야당 후보들이 이명박 정부의 4대강 사업 등 국내 정책에 대해 강력한 반대 의견을 내세웠던 까닭에 견제 효과와 중복될 수밖에 없다. 어찌되었든 정부 6) 1995년부터 실시된 역대 지방선거를 볼 때 김대중 대통령 취임 100일 뒤에 실시된 2회 지방선거 (1998.6.4)에서는 후광 효과가 나타났으나, 그 이외의 지방선거는 대통령 임기 말기에 이루어진 것으로서 견제 효과가 강하게 나타났다. 김용복(2010: 23-24)은 이번 선거에서도 선거 초기에 는 천안함 사태가 정부 여당에게 유리하게 작용하여 안보를 중심으로 선거 구도가 형성되는 듯 이 보였지만, 결과는 정부 여당의 독주와 안보 불안에 대한 정권 견제론의 확산으로 나타난 것 으로 추론하고 있다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 41 의 국정 운영에 대한 평가는 후보들의 득표율 예측 모형에 들어가야 할 변수라 할 수 있 다. 7) 정책 효과 정책이 유권자들의 후보 선택에 영향을 미치는 것은 당연하다. 유권자들은 자신의 정 책 입장과 일치하는 후보를 선택하기 때문이다. 이런 점에서 후보들의 득표율을 분석할 때 후보자와 유권자의 정책 입장은 매우 중요한 변수이다. 그러나 득표율 예측 모형에 정책 효과 변수를 포함시키는 데에는 한계가 있다. 만약 선거 기간 중이나 바로 직전에 각종 주요 정책 입장에 대한 유권자들의 찬반 의 견이 광역별로 조사되었다면, 찬반 비율의 차이를 여당 후보에게 부여하고 야당 후보는 0의 값을 부여하여 회귀계수값을 구할 수 있을 것이다. 7) 다음 선거에서 비록 주요 정책이 바뀐다 하더라도 가장 중요한 정책에 대한 찬반 비율을 조사하여 해당 회귀식에 넣는다 면 정책 효과 역시 예측 지표로서 기능할 수 있을 것이다. 그러나 이러한 자료가 없는 경우에는 득표율 예측 모형에 들어갈 변수로서는 부적합하다. 왜냐하면 정책 효과에서 보고자 하는 정책들은 매번 선거 때마다 바뀔 수 있기 때문이다. 2. 모형 및 자료 수집 방법 이상의 논의를 통하여 득표율 예측을 위한 이상적인 분석 모형을 그림으로 표시하면 <그림 1>과 같다. 후보의 가시성(V ), 현직자 효과(I ), 지역 지배 정당 효과(L ), 부정 비리 효과(C ), 사표 방지 효과(D ), 중간평가로서의 견제 효과(R ), 정책 효과(P : 국내 정책 효과 P 1, 대북 정책 효과 P 2, OO정책 효과 P n )는 득표율(T )에 영향을 미친다. 이 를 회귀 방정식으로 표현하면 다음과 같다. 회귀 모형(1): 이 회귀 모형은, 각 독립변수들에 대한 자료들이 광역별로 준비될 수 있다면, 매번 선거에서 이상적인 득표율 예측 모형으로 사용할 수 있을 것이다. 각 변수들의 자료 수 집 및 조작 방법은 다음과 같다. 7) 또다른 방법으로는 주요 정책에 대한 찬반 의견 비율을 후보자의 정책 입장에 대응시켜 자료값 으로 넣는 방법도 있을 수 있다.

42 조사연구 <그림 1> 분석 모형 여기에서 종속변수인 득표율(T )은 2010년 6월 2일 실시된 지방선거에서 광역단체장 에 입후보한 후보들이 얻은 지역별 득표 수의 총합을 100으로 놓고, 각 후보들이 획득한 득표 비율을 구한 것이다. 8) 가시성(V )은 한국언론재단이 제공하는 기사 검색사이트인 KINDs에서 후보의 이름 이 거론된 기사 건수로 측정할 수 있다. 이때 동명이인의 기사 건수가 포함되는 것을 막 기 위하여 예를 들면, 전남 김대식, 서울 오세훈 식의 2단계 상세 검색 방법을 취하여 자료를 수집한 후, 지역별 모든 후보의 가시성을 100으로 놓고 각 후보의 가시성 이 차지하는 비율, 곧 후보별 가시율을 구하여 독립변수로 사용하였다. 이 방법 외에도 선거기간 중이나 직전에 후보별 인지도를 조사한 자료를 가시성 자료 로 사용할 수도 있으나, 광역별, 후보별 모든 자료가 구비되어 있지 않아 사용할 수 없었 8) 광역단체장 후보들을 대상으로 한 이유는 광역단체장 후보들에 관한 언론의 보도 건수로 수집 된 자료의 신뢰성 때문이다. 지방선거에서는 언론의 관심이 주로 광역단체장에게 쏠려 있으므 로 광역단체장 후보들은 지역 신문뿐 아니라 중앙 일간지에서도 많이 보도된다. 반면에 기초단 체장이나 광역 의원 및 기초 의원 등은 지역 언론에 간간히 보도될 뿐, 중앙 일간지에서 기사화 되는 경우는 별로 없어 자료의 신뢰성에 문제가 있다고 보아 분석 대상에서 제외하였다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 43 다. 그리고 만약 이 자료를 사용할 수 있었다 하더라도 비용의 문제가 뒤따르는 까닭에 인지도 조사 자료는 그 유용성이 떨어진다. 곧, 인지도 자료로 득표율 예측 모형을 만들 수는 있으나 다음 광역단체장 선거에서 득표율을 예측하려면 역시 광역별 후보별 인지도 자료가 구비되어야만 가능하며, 따라서 막대한 조사 비용이 들 수밖에 없다. 이런 점에 서 볼 때 KINDs에 후보 이름이 보도된 기사 건수를 측정하는 방법이 훨씬 좋은 자료 수집 방법이며, 여기에서는 이 방법을 사용한다. 현직자 효과(I )를 정확하게 파악하기 위해서는 현직자에 대한 평가 자료가 있어야 하 나, 지역별 현직 후보자 모두에 대한 평가 자료를 구한다는 것은 기대하기 어렵다(그러 나 앞으로의 선거에서는 선거 직전에 현직자에 대한 평가 등을 미리 기획하여 실시한다 면, 이 자료값을 이용하여 좀 더 정확하게 득표율을 예측하는 모형을 만들어 낼 수 있을 것이다). 또한 앞의 이론 부분에서 논의하였듯이 현직자가 가지는 여러 가지 다른 이점 들을 생각할 때, 업적만을 고려하여 현직자 효과의 자료값을 계량화하는 것 역시 한계가 있으며 비용 또한 많이 든다. 따라서 현직자가 갖는 여러 이점들이 현직자 효과를 구성한다고 보고 현직자는 1, 현직자가 아닌 후보는 0 으로 코딩하여 분석하는 방법이 있다. 이 방법은 현직자들 각각 에 대한 광역별 유권자들의 평가 점수가 다른 경우, 그 효과를 정확하게 나타내지 못한다 는 단점이 있다. 그러나 이 측정 방식은 쉽게 할 수 있어 비용이 들지 않는다는 점, 그리 고 현직자와 비현직자 사이의 득표율 차이에 대한 해석이 쉽다는 점 등에서 유용하다. 따라서 이 연구에서는 이 분석 방법을 채택하였다. 한편 지역 지배 정당(L)의 자료값으로는 지역 지배 정당으로 간주되는 영남의 한나라 당 후보들 및 호남의 민주당 후보들, 그리고 충청의 자유선진당 후보들에게는 1 을, 그 외의 후보들에게는 0 으로 코딩하다. 부정 비리 효과는 부정 비리가 이슈화된 후보인 한명숙 후보와 이광재 후보 및 성희롱 추문이 이슈화된 현명관 후보는 1, 그 외 후보는 0으로 처리하였으며, 사표 방지 효과를 위해 지역별 득표율 1,2위 후보는 0, 그 외의 군 소 후보는 1로 처리하였다. 중간 평가로서의 견제 효과(R )에 관한 자료로는 광역별로 유권자들이 평가한 대통령 (또는 중앙정부)의 국정운영 평가 자료를 구하려 하였으나 구하지 못하였다. 만약 안정 론과 견제론(심판론)에 대한 자료가 광역별로 모두 존재한다면, 안정론에 대한 찬성 비 율에서 견제론이나 심판론에 대한 찬성 비율을 뺀 자료값을 여당 후보에게 주고 야당 후 보는 0으로 처리하면 될 것으로 생각한다. 그러나 이러한 자료를 구할 수 없으므로 이

44 조사연구 논문에서는 지역별로 여당 후보에게 1, 야당 후보는 0으로 코딩하여, 6.2 지방선거에서 어느 정도의 견제 효과가 있었는지를 간접적으로 살펴보고자 한다. 그러나 이 경우 견제 효과의 회귀계수값을 앞으로의 예측에 사용할 수 있는가에는 문 제가 있다. 만약 대통령 임기 시작 초반이면 앞의 이론적 논의에서처럼 견제 효과가 나 타나지 않을 것이기 때문이다. 따라서 여기에서 만드는 예측 모형의 사용은 대통령의 임 기 중반이나 이후에 실시되는 지방선거에서만 사용 가능하다. 정책 효과(P )를 파악하기 위해 금번 6.2 지방선거에서 이슈화된 정책들을 찾아보았 다. 4대강 사업, 초 중교 무상 급식, 세종시 사업, 전교조 관련 사건, 천안함 사건 등이 이번 선거에서 주요 이슈로 등장하였다. EAI SBS 중앙일보 한국리서치가 공동으로 실시한 조사에서 유권자들이 광역단체장 선거에서 지지 후보 결정에 고려한 이슈들 로 꼽은 것을 가장 큰 비율부터 순서대로 나열하면, 4대강 사업, 초 중교 무상 급식, 세종 시 사업, 전교조 관련 사건, 천안함 사건의 순서가 된다. 9) 강원택(2010)은 이 자료를 분 석하면서 천안함 이슈가 과거와는 달리 투표에 큰 영향을 미치지 못했다고 주장한다. 이 러한 순서와 분석 결과를 받아들인다면, 천안함 사건보다는 4대강 사업, 초 중교 무상 급식, 세종시 사업 이슈, 전교조 관련 사건 등에 대한 후보자들의 정책 입장이 유권자들 의 후보 선택에 더 많은 영향을 미쳤을 것이다. 이 논문에서는 초 중교 무상 급식과 4대강 사업, 세종시 사업, 전교조 관련 사건, 천안함 사건에 대한 각 후보들의 정책 입장 및 광역별 유권자들의 정책 입장을 가지고 후보들의 득표율을 분석해야 하나, 광역단체장 후보자들의 이들에 대한 정책 입장이 분 명하게 나타난 것은 4대강 사업, 세종시 사업, 천안함 사건뿐이고, 광역별 유권자들의 이들 정책에 대한 찬반 비율이 조사된 자료가 존재하지 아니한다. 따라서 여기에서는 4대강 사업, 세종시 사업, 천안함 사건들에 대한 각 후보들의 정 책 입장만 가지고 정책 효과를 파악할 수밖에 없다. 4대강 사업에 반대 입장을 표명한 후보들은 거의 대부분 세종시 수정안 반대 입장을 표명하고 있고, 천안함 사건에 대한 강경 입장에 반대하고 있다. 다만, 선진한국당 후보들은 4대강 사업 및 세종시 수정안에 9) EAI SBS 중앙일보 한국리서치 공동 조사 자료에 따르면, 선거 직전에 이루어진 1차 조사 (5월 4일~6일)에서 주요 이슈의 순서는 초 중교 무상 급식, 4대강 사업, 세종시 사업, 전교조 명단 공개, 천안함 사건, 노 전 대통령 1주기의 순서였고, 선거 직후에 이루어진 2차 조사(6월 3일~5일)에서는 4대강 사업, 초 중교 무상 급식, 세종시 사업, 전교조 교사 파면 해임, 천안 함 사건, 김제동씨 프로그램 중단, 노 전 대통령 1주기의 순서였다(강원택 2010: 2 참조).

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 45 반대하지만 천안함 사건에 대해서는 강경 입장에 찬성하고 있다. 따라서 정책 효과는 크 게 둘로 나누어 국내 정책(4대강과 세종시 수정안에 대한 입장) 효과와 대북 정책(천안함 강경 대처 입장) 효과로 나누어 분석하고자 한다. 국내 정책 효과는 4대강 사업 및 세종 시 수정안을 찬성하는 후보에게 1, 반대하는 후보에게 0으로 코딩하고, 대북 정책 효과 는 천안함 사건 강경 대처를 지지하는 후보에게는 1, 반대 후보에게는 0으로 처리하여 분석하려 한다. 그러나 이와 같이 코딩하여 정책 효과를 통제하고자 하는 경우, 국내 정책 효과의 자 료값과 중간평가로서 견제 효과의 자료값이 정확하게 일치하는 까닭에 이 둘을 회귀식에 넣는다면 완벽한 다중공선성(multicollinearity)의 문제점이 생길 수밖에 없다. 따라서 이 둘 가운데 한 변수는 회귀모형에서 생략하여야 한다. 여기에서는 국내 정책 효과와 견제 효과를 하나의 변수로 처리하여 해석하고자 한다. 10) 그렇지만 이러한 분석은 6.2 지방선거에 작용한 정책 효과를 찾아낼 수는 있으나, 이 정책 효과를 다음 선거에서 예측 지표로 사용할 수는 없는 것이다. 왜냐하면 정책은 선 거 때마다 달라질 수 있고 그에 대한 유권자들의 정책 입장 역시 달라질 수 있기 때문에, 후보 득표율을 산정하기 위한 회귀함수 식에서 제시된 정책 입장에 관한 회귀계수 값은 예측에 별 도움이 안 되기 때문이다. 만약 득표율 예측을 위한 좀 더 정교한 회귀방정식 을 만들고자 한다면, 앞으로의 선거에서 선거기간 중이나 선거기간 직전에 전국 지역별 유권자들의 현안 정책 입장에 대한 조사 자료를 구비하여야 할 것이다. 정책 현안들에 관한 찬반 자료가 광역별로 구비되어 있다면 찬성 비율에서 반대 비율을 뺀 자료값을 여 당 후보에게 부여하고, 야당 후보는 0의 자료값을 넣으면 각각의 정책 효과가 제대로 나 타날 것이다. 이런 점을 고려할 때 정책 효과를 득표율 예측 모형에 넣기 위해서는 선거 직전에 정책 현안들에 관한 광역별 유권자들의 찬반 비율에 관한 조사가 필요하다. 물론 이 경우에도 정책 자체가 바뀌므로 예측 모형에 정책 효과가 들어갈 수 있느냐의 문제는 남아 있으나, 개별 정책이 아니라 가장 중요한 정책에 대한 유권자들의 입장으로 바꾸어 일반화시키면 정책 효과가 어느 정도 예측 지표로서 기능할 수 있을 것이다. 이 논문에서는 후보의 득표율(T )에 미치는 모든 요인들을 갖고 상관분석 및 회귀분 석을 실시하여 6.2 지방선거에서 이들이 득표율에 미친 영향을 분석하면서 득표율에 관 한 예측 모형을 만들고자 한다. 상관관계 분석을 통해 이들이 득표율과 어떤 관계에 있 10) 예컨대 중간 평가로서의 견제 효과가 득표율에 미친 영향은 다른 한편으로는 국내 정책 효과 로 해석할 수 있다.

46 조사연구 는가를 파악하고 각 변수들 사이의 관계에서 나타나는 다중공선성의 문제점을 파악한 후, 회귀 모형을 통해 각 변수들이 6.2 지방선거에서 득표율에 미친 영향을 분석한다. 또한 이러한 분석과 함께 다음 선거에서 각 후보들의 득표율을 예측할 수 있는 득표율 예측 모형을 제시하고자 한다. 이 예측 모형에서는 정책 효과를 제거할 것이다. 정책 효 과(P n )가 들어간 회귀 모형은 이 연구의 목적인 후보들의 득표율을 예측하는 모형으로서 는 부적절한 까닭이다. 따라서 현재 사용할 수 있는 자료인 2010년 6월 2일 광역자치단체 장 선거 자료를 가지고 득표율에 관한 최대한의 예측 모형을 만들어 보면 다음과 같다. III. 분석 및 논의 1. 변수들의 관계 분석: 상관관계 분석 후보의 득표율(T )과 후보의 가시성(V ), 현직 효과(I ), 지역 효과(L), 비리 부정 효 과(C ), 중간 평가로서의 견제 효과(R : 또는 국내 정책 효과 P 1 ), 대북 정책 효과(P 2 ), 사표 방지 효과(D )가 어느 정도로 관계있는지를 상관관계 분석을 통해 알아보면 다음과 같다(<표 1> 참조). <표 1> 득표율과 변수들의 상관관계: Pearson's 상관계수 사례수: 54 득표율 가시성 현직 효과 지역 효과 부정 비리 견제 효과 1) 대북 정책 사표 방지 득표율 1 가시성.870 ** 1 현직 효과.597 **.378 ** 1 지역 효과 619 ** 351 ** 469 ** 1 부정 비리.189.301 * -.123 -.116 1 견제 효과 1).355 ** 353 **.610 **.343 * -.150 1 대북 정책.337 *.308 *.520 **.371 ** -.171.877 ** 1 사표 방지.719 ** -.826 ** -.343 * -.314 * -.209 -.367 ** -.371 ** 1 * p<0.05 ** p<0.01 1) 국내 정책 효과와 동일하게 코딩되었음. 따라서 국내 정책 효과로 해석할 수도 있음.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 47 득표율과 다른 변수들의 관계를 보면, 통계적 유의 수준 0.05 이하에서 비리 부정을 제외한 모든 변수들과의 관계가 유의하다. 특히 득표율과 가시성(.870)은 아주 강한 정 ( 正 )의 관계를, 득표율과 사표 방지 효과(-.719)는 아주 높은 부( 負 )의 상관관계를 보여 준다. 한편 가시성은 사표 방지 효과와 밀접한 부적( 負 的 )인 관계를 보여 주며, 현직 효 과, 지역 효과, 견제 효과(또는 국내 정책 효과)와 0.05 수준에서 유의한 상관관계를 보 여 준다. 한편 득표율과 가시성 및 이들과 다른 변수들의 관계를 분석해 보면 몇 개의 변수에서 심각한 다중공선성의 문제점들을 발견할 수 있다. 따라서 심각한 다중공선성의 문제점을 없애고 각 변수들이 득표율에 미치는 영향을 분석하여야 하는데, 이를 하나씩 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 사표 방지 효과(D )와 가시성(V )의 관계(-.826)는 득표율(T )과 사표 방지 효 과(D )의 관계(-.719)보다 더 높다. 이는 종속 변수인 득표율(T )을 설명할 때 가시성과 사표 방지 효과 사이에 심각한 다중공선성의 문제점이 발생한다는 것을 의미한다. 따라 서 이들이 득표율에 미친 효과를 정확하게 파악하기 위해서는 이 두 변수 중 하나를 모형 에서 제거하고 각각의 효과를 파악해야 한다. 그러나 득표율을 예측하는 변수로서는 가 시성 변수가 사표 방지 변수보다 더 중요하므로 사표 방지 효과를 모형에서 제거하고 모 형을 만드는 것이 낫다. 둘째, 중간 평가로서의 견제 효과(R : 또는 국내 정책 효과 P 1 )와 대북 정책(P 2 ) 역시 상관관계가.877로서 매우 높기 때문에 심각한 다중공선성의 문제점이 존재한다. 따라서 득표율을 설명하거나 예측하는 회귀모형에서는 이 두 변수 가운데 하나를 탈락시켜야 한 다. 여기에서는 중간 평가로서의 견제 효과만을 독립변수로 넣어 회귀모형을 구축하려 한다. 왜냐하면 정책 효과는 이론에서 논의한 바와 같이 득표율 예측 모형에서 지표로서 의 유용성이 떨어지기 때문이다. 따라서 여기에서는 중간평가로서의 견제 효과만을 보고 자 한다. 2. 득표율에 미치는 각 변수들의 영향력 득표율에 영향을 미친다고 생각한 모든 변수들을 포함시킨 회귀모형을 구하면 다음과 같다(<표 2> 참조). 이 회귀모형은 adj R 2 이.908로서 이 모형에 속하는 변수들이 득표율 의 약 90% 이상을 설명해 주고 있다는 것을 보여 준다.

48 조사연구 <표 2> 회귀모형 1 : 득표율에 영향을 미치는 변수들 비표준화 계수 표준화 계수 B 표준 오차 오류 β F=75.579, 유의 확률.000 t 유의확률 (상 수) -5.411 4.684-1.155.254 가시성 ** 1.024.114.721 9.002.000 현직 효과 ** 17.188 3.224.305 5.331.000 지역 효과 ** 16.664 2.903.285 5.740.000 부정 비리 효과 2.033 4.633.021.439.663 사표 방지 효과.611 3.490.013.175.862 견제 효과 * -11.263 4.817 -.222-2.338.024 대북 정책 2.583 4.335.054.596.554 * : p < 0.05, ** : p < 0.01, R 2 =.920, adj R 2 =.908 이들 변수들 가운데 통계적 유의 수준 0.05에서 유의한 변수들은 가시성, 현직 효과, 지역 효과, 중간 평가로서의 견제 효과이다. 이 가운데 가시성이 득표율에 미치는 효과 가 가장 높다. 후보의 가시성에 관한 표준화 계수값(β )은.721로서 다른 그 어떤 변수들 보다 높은 것을 알 수 있다. 이런 점에서 볼 때, 후보의 가시성은 당선 예측 지표로서 아주 중요한 변수임을 알 수 있다. 11) 그 다음으로 득표율에 많은 영향을 미치는 것이 현직 효과인데, <표 2>에서 알 수 있 듯이 6.2 광역단체장 선거에서는 약 17% 정도의 현직 후광 효과를 보여준다. 현직 후보 자는 획득한 득표율 가운데 약 17% 정도를 현직에 있기 때문에 비현직 후보에 비해 더 받고 있는 것으로 파악할 수 있다. 따라서 이 변수는 후보 득표율 예측 모형에서도 생략 할 수 없는 변수로 판단한다. 또한 지역 지배 효과 역시 득표율에 미치는 영향이 매우 크게 나타난다. 지역 지배 정당의 후보는 다른 후보들에 비하여 약 16.7% 정도를 더 얻고 있다. 이는 아직도 지역 11) 비록 가시성 변수가 득표율 예측에 가장 큰 효과를 보이고 있으나, 1, 2위 후보 사이에 경쟁이 심한 경우에는 두 후보의 가시성이 다른 후보보다 높을 것이고, 1, 2위 후보들 사이에서도 큰 차이가 나타나지 않을 것이기 때문에 이 변수 하나만으로 이들의 득표율을 예측하기보다는 현 직 효과, 지역 지배 효과 등 다른 변수들을 포함하여 예측하여야 한다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 49 지배 정당에 대한 지역 정서 때문에 지역 지배 정당의 후보들이 득표에 훨씬 유리하다는 것을 말해 준다. 이런 점에서 볼 때, 지역 효과가 아직도 남아 있다고 보아야 하는 만큼, 후보 득표율 예측 모형에서 지역 지배 효과 역시 매우 중요한 변수로 취급해야 할 것으로 판단한다. 그러나 부정 비리 효과는 <표 1>에서나 <표 2>에서 볼 수 있듯이 통계적 유의성이 전 혀 없다. 이는 6.2 지방선거 광역단체장 후보들 가운데 비리 부정으로 논란이 되었던 후 보들이 한명숙 후보와 이광재 후보뿐인데, 이들에 관한 부정 비리 사건들이 재판에 계류 중이어서 유권자들은 이들의 부정 비리 사건에 대해 판단을 유보하였거나 후보 선택에 영향을 미칠 만큼 큰 이슈로 생각하지는 아니하였기 때문으로 풀이된다. 덧붙여 엄격한 의미에서 부정 비리는 아니지만 성희롱 등의 구설수에 오른 무소속의 현명관 후보도 여 기에 포함되어 있으나 이 역시 몇 년이 지난 것으로서 크게 이슈화된 것은 아니었기 때문 에 이와 같은 결과가 나타난 것으로 추정한다. 이론적으로 볼 때에는 부정 비리 효과가 득표율에 영향을 미칠 것으로 예상되지만, 6.2 지방선거에서는 부정 비리가 심각하게 이슈화된 인사가 없었기 때문에 이 변수가 득 표율에 미친 영향은 통계적으로 볼 때 0.05 수준에서 유의하지 않은 것으로 나타난 것이 다. 또한 앞장에서 논의한 바와 같이 부정 비리가 심각한 정치인은 입후보 과정에서 걸 러졌을 가능성이 높기 때문에, 후보들의 득표율 예측 모형에서는 이 변수를 빼고 만들어 도 큰 문제는 없을 것으로 본다. 한편 득표율에 영향을 미치는 사표 방지 효과는 통계적으로 볼 때 유의한 것으로 나타 나지 않는다. 그러나 이는 상관관계 분석에서 밝혔듯이 가시성과 사표 방지 효과 사이에 심각한 다중공선성의 문제점이 있기 때문에 그런 것이다. 따라서 사표 방지 효과를 파악 하고자 한다면 가시성이라는 변수를 제거하고 회귀분석을 해야 하는데, 이 경우 나타나 는 사표 방지 효과는 <표 3>과 같다. <표 3>을 볼 때 6.2 지방선거에서 밝혀진 사표 방지 효과는 약 25.6%이다. 이는 다른 모든 조건이 같을 경우, 당선 가능성이 없는 군소 후보 는 득표율에서 약 25.6% 손해를 보고 있음을 의미한다. 그러나 이 논문에서는 후보의 득표율을 예측하는 데 유용한 모형을 만드는 것에 그 목적이 있으므로 이 모형보다는 가시성 변수가 들어가 설명력이 훨씬 높은 <표 2>의 모 형이 더 낫다. 따라서 <표 3>의 이 모형은 단지 사표 방지 효과를 파악하기 위해 제시되 었을 뿐이다.

50 조사연구 <표 3> 득표율에 미치는 사표 방지 효과 F=38.745, 유의확률.000 비표준화 계수 표준화 계수 B 표준 오차 오류 β t 유의확률 (상수) ** 35.318 2.791 12.655.000 현직 효과 ** 20.306 5.335.361 3.806.000 지역 효과 ** 19.762 4.715.338 4.191.000 사표 방지 효과 ** -25.564 3.551 -.557-7.198.000 견제 효과 * -9.391 4.584 -.185-2.049.046 * p < 0.05, ** p < 0.01, R 2 =.872, adj R 2 =.740 6.2 지방선거에서 나타난 중간 평가로서의 견제 효과는 <표 2>나 <표 3>에서 볼 수 있듯이 후보 득표율에서 약 9%~11% 정도로 나타난다. 이를 볼 때, 중간 평가로서의 견제 효과는 다른 모든 변수들이 일정할 때, 약 9%~11% 정도 영향을 미친 것으로 분석 할 수 있다. 다시 말해서 이명박 정부에 대한 중간 평가적 성격 때문에 약 9.%~11% 정도의 여당 후보 득표율 감소 효과가 나타났다고 분석할 수 있다. 12) 따라서 중간 평가로 서의 견제 효과는 6.2 지방선거의 득표율 분석에서 생략할 수 없는 변수이다. 그러나 이 변수의 계수값을 가지고 다음 선거에서 후보들의 득표율을 예측할 수 있는 가는 별개의 문제이다. 중간 평가로서의 견제 효과는 다음의 지방선거가 실시되는 시기 가 언제인가에 따라, 그리고 정부(대통령)의 국정 운영에 대한 평가에 따라 달라질 것이 기 때문이다. 12) 한편 <표 2>의 견제 효과는 국내 정책 효과로 해석할 수도 있다. 곧, 4대강 및 세종시 수정안 을 찬성한 후보들은 이를 반대한 후보들보다 약 9%~11% 정도 덜 얻었다는 것을 보여준다. 이는 6.2 지방선거에서 이명박 정부의 국내 정책 기조에 대한 반발이 선거에서 표로 반영되었 다는 것을 의미한다. 다시 말해서 한나라당 후보들이 참패한 원인 중 하나는 민심의 변화에 대응하여 정책 공약을 내세우지 못했다는 점에 있다고 볼 수 있다. 실제로 4대강이나 세종시 수정안에 대한 유권자들의 관심은 반대 속에서 진행되었고, 이에 대한 반감이 한나라당 견제 효과로 나타났을 것이다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 51 한편 정책 효과는 <표 2>에서 알 수 있듯이, 통계적으로 볼 때, 대북 정책이 후보의 득표율에 전혀 영향을 미치지 못하고 있음을 보여 준다. 곧, 천안함 사건에 대한 강경 기조가 투표에 미친 영향은 별로 없음을 보여준다. 이는 강원택(2010: 5)이 지적한 것처 럼, 다수 국민들이 원하는 대북 정책 추진 방향이 강경 대처보다는 남북간 화해 협력 강화의 방향 이었기 때문이었을 것이다. 13) 결국 강경한 입장의 대북 정책을 표방한 한나 라당 후보들에게 이 정책은 별로 도움이 되지 않았던 것으로 판단한다. 이론적으로 볼 때 정책 효과는 이상적인 득표율 모형을 구축하기 위해서는 들어가야 할 변수이지만, 정책 내용의 가변성 때문에 광역별 유권자들의 주요 정책에 대한 찬반 비율 자료가 존재하지 않는 한 이 변수를 예측 모형에 넣을 수는 없다. 특히 6.2 지방선 거를 바탕으로 앞으로의 득표율 예측 모형을 만들기 위한 이 작업에서는 정책 변수는 생 략하여야 한다. 정책 변수들은 정책들 사이의 상관관계가 매우 높고 견제 효과와도 중복 되기 때문이다(<표 1> 참조). 3. 득표율 예측 모형으로서의 평가 <표 2>의 분석 모형에서 통계적으로 유의하지 않은 부정 비리 효과와 사표 방지 효과 및 대북 정책 효과 변수들을 빼고 득표율 예측을 위한 최종 모형을 구하면 다음 <표 4>와 같다. <표 4>의 회귀 모형을 수식으로 표시하면 이다. 여기에서 우리는 다른 변수들이 일정하다고 할 때 득표율은 언론에 후보 이름이 언급된 횟수의 비율과 거의 같으며, 현직자가 비현직자에 비하여 16.9% 유리하고, 지역 지배 정당 후보는 16.8% 유리하며, 중간 평가로서의 견제 효과는 9.1% 정도임을 알 수 있다. 13) EAI SBS 중앙일보 한국리서치 공동 조사 자료에 따르면, 바람직한 대북 정책 추진 방향 에 대한 유권자들의 견해는 강경 대처 37.1%, 화해 협력 강화 61.5%이며, 모름/무응답 1.3% 이다. 강원택(2010) 5쪽의 <표 7> 참조.

52 조사연구 <표 4> 회귀모형 2 : 득표율에 영향을 미치는 변수들 비표준화 계수 표준화 계수 B 표준 오차 오류 β F=139.167, 유의확률.000 t 유의확률 (상수) -4.653 1.957-2.378.021 가시성 ** 1.021.065.719 15.822.000 현직 효과 ** 16.900 3.114.300 5.427.000 지역 효과 ** 16.777 2.753.287 6.095.000 견제 효과 ** -9.124 2.637 -.180-3.460.001 *: p < 0.05, ** p < 0.01 R 2 =.919 adj R 2 =.912 이 모형의 설명력은 91.2%로서 앞으로 광역단체장 선거에서 득표율 예측 모형으로 사용할 수 있을 것이다. 가시성 변수와 현직 효과, 지역 효과, 그리고 견제 효과 변수를 측정하여 이 모형에 집어넣는다면 각 후보별 득표율을 예측할 수 있다. 다만 이 경우에 도 다음과 같은 한계점은 존재한다. 첫째, 이 모형은 6.2 지방선거를 설명하기 위해 만든 모형이므로 이 모형의 회귀계수 값들이 앞으로의 선거에 그대로 적용된다는 보장은 없다는 데에서 나오는 한계이다. 다 음의 선거에서 나타나는 현직 효과, 지역 효과, 견제 효과가 6.2 지방선거에서와 같다는 가정 하에 예측을 하는 것이므로 이들이 변화한다면 이 모형을 적용하여 득표율을 예측 할 수는 없다. 예컨대, 지역 효과는 점점 약해져간다는 연구 결과를 감안하면 지역 효과 를 나타내 주는 회귀계수 값은 앞으로는 더 적게 나타날 가능성이 있을 것이다. 그러나 이들의 미래 변화는 정확히 예측하기 어렵고 과학적 예측이 과거의 사실을 바탕으로 이 루어진다는 점을 생각할 때, 비록 변수들이 변화한다 하여도 단기적으로는 어느 정도 예 측력이 있을 것으로 본다. 장기적으로는 이 모형이 맞지 않을 것이다. 그러나 이는 앞으 로의 선거 분석을 통해 계속 회귀계수 값들을 수정해 나감으로써 극복할 수 있을 것이 다. 둘째, 이 모형이 설명해 주는 정도는 득표율의 91.2%이므로 설령 이 모형을 적용해 예측한다고 해도 나머지 8.8%는 미지로 남아 있다는 점이다. 그러나 100% 설명해 줄 수 있는 회귀함수식은 있을 수 없는 데 반하여, 이 함수식은 91.2%의 설명력을 갖추고 있다는 점을 상기할 때 상당히 높은 예측력을 보여 줄 수 있다고 본다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 53 셋째, 이 함수식은 자료의 가용성 때문에 완벽한 모형으로 구축된 것이 아니다. <표 5>는 득표율 예측에 필요한 지표 자료들을 분석한 결과를 요약해 놓은 것인데, 좀 더 정 확한 득표율 예측 모형을 만들려면 앞에서 논의한 바와 같이 현직자에 대한 평가 자료, 국정 운영에 대한 평가 자료, 각종 정책에 대한 유권자들의 정책 입장에 관한 자료들이 구비되어 있어야 한다. <표 5> 후보 당락 예측 지표의 분석 결과 지표 및 측정 방법 이상형 가능 지표 (2010.6.2 지방선거) 자료 수집 비용 가시성(인지도): V - KINDS에서 후보 이름이 언급된 기사 횟수 - 선거운동 기간의 후보 인지도 비율(조사): 유권자 인지 비율 적다 크다 현직 효과 : I - 현직자 평가 자료(조사):( 잘했다 - 못했다 )비율 - 현직자 =1, 비현직자 =0 크다 적다 지역 지배 정당 효과 : L - 지역 지배 정당 후보 =1, 그 외 =0 적다 부정 비리 효과 : C - 부정 비리 연루 후보 =1, 그 외 =0 적다 사표 방지 효과 : D - 유력 후보 =1, 그 외 =0 적다 중간 평가로서의 견제 효과 : R - 중앙정부(대통령) 국정 운영 평가 자료(조사) ( 잘했다 - 못했다 ) 또는 (안정론-견제론) 비율 - 야당 =1, 여당 =0 크다 적다 정책 효과 1: P 1 - 가장 중요한 정책에 대한 유권자들의 찬반 비율(조사) - 후보 정책 입장 : 찬성 =1, 반대 =0 크다 적다 정책 효과 2: P 1 - 두번째 중요한 정책에 대한 유권자들의 찬반 비율(조사) - 후보 정책 입장 : 찬성 =1, 반대 =0 크다 적다 : 제일 좋은 자료 또는 수집 가능한 자료 : 대안적인 자료 : 수집이 불가능한 자료

54 조사연구 만약 금번 6.2 광역단체장 지방선거에서도 선거운동이 시작되기 직전에 이들에 관한 광역별 조사가 이루어졌다면, 득표율 예측을 위한 좀 더 정확한 회귀 모형을 만들 수 있 었을 것이다. 그러나 좀더 정확한 회귀 모형을 만들었다고 하더라도, 다음 광역단체장 선거에서 예측을 하려면 역시 이들에 관한 광역별 조사가 이루어져야 하므로 현재 만들 어 놓은 예측모형보다 비용이 훨씬 많이 든다는 문제점이 존재한다. 이러한 점을 감안할 때 이 연구에서 제시한 득표율 예측 모형은, 비록 앞에서 논의한 한계점이 없는 것은 아니지만, 선거 기간 중에 후보들이 별다른 비용 없이 자신의 득표 율과 상대방의 득표율을 계산하여 그에 따른 선거 전략 수정을 가능하게 해준다는 점에 서 매우 유용하다. 그리고 선거가 끝난 직후에는 이 모형을 통해 실제 후보들의 득표율 과 근접한 득표율을 예측해 줄 수 있는 까닭에 14) 개표 방송에서 출구조사 결과와 함께 비교하면서 제시될 수 있으리라 생각한다. VI. 마무리 이 논문은 별다른 비용 부담없이 어느 후보가 당선될 것인지를 정확히 예측할 수 있는 방법을 찾기 위한 하나의 시도이다. 선거기간 동안에 각 후보들이 어느 정도의 득표율을 획득하고 있는지를 예측하기 위해 후보의 가시성이라는 지표를 사용하고, 현직자 효과, 지역 지배 정당 효과, 부정 비리 효과, 사표 방지 효과, 중간 평가로서 견제 효과, 정책 효과 등을 통제 변수로 삼아 회귀 모형을 만들어 유용한 예측 모형을 제시하고자 한 것이 이 연구의 주목적이다. 이들 변수들에 관해 제대로 측정된 자료들이 존재한다고 가정할 때 이상적인 예측 모 형은 이다. 여기에서 T 는 득표율을, V 는 후보의 가시성을, I 는 현직자 효과를, L은 지역 지배 효과를, C 는 부정 비리 효과를, D 는 사표 방지 효과를, R 은 중간 평가로서의 견 14) 비록 각 후보의 득표율을 정확하게 맞추기는 어렵다고 하더라도, 이 모형을 바탕으로 산정한 득표율을 가지고 당선 확실, 당선 유력, 경합 정도를 판단하는 데에 큰 무리는 없을 것으로 본다.

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 55 제 효과를, P n은 각각의 정책 효과(국내 정책 효과 P 1, 대북 정책 효과 P 2, OO 정책 효과 P n )를 나타내며, a 는 상수이고 e 는 오차항을 나타낸다. 이 모형은 이론에 바탕을 두고 구축한 가장 기본적이며 이상적인 예측 모형으로 제시 된 것이지만, 이 모형을 적용할 수 있는 광역별 자료가 구비되어 있지도 않고, 또한 구비 되어 이상적 모형을 만들었다고 하더라도 앞으로의 광역단체장 선거에서 예측에 사용하 려면 역시 광역별로 선거 직전에 자료를 수집해야 하므로 비용이 많이 든다는 문제점이 남아 있다. 여기에서는 6.2 지방선거 자료를 사용하여 각 계수값을 구함으로써 예측 모형을 만들 수밖에 없었는데, 그 모형은 다음과 같다. 이다. 이 예측 모형의 설명력은 91.2%이며, 가시성이 당선 예측을 위한 가장 훌륭한 지 표임을 밝혀냈다. 다른 조건이 일정하다고 할 때, 가시성은 득표율과 거의 같다. 또한 득표율에서 현직자 효과가 16.9%, 지역 지배 효과가 16.8%, 중간 평가로서의 견제 효 과가 9.1% 정도 나타나고 있음을 밝혀냈다. 이 모형은 다음 선거에서도 후보들의 득표율 예측 모형으로 사용될 수 있다. 그러나 이 모형은 6.2 지방선거 자료를 바탕으로 구성한 모형일 뿐이므로 이를 일반화시켜 대통 령 선거나 국회의원 선거 등 다른 선거에 그대로 적용하는 데는 한계가 있을 수 있다. 만약 이를 일반화시키려면 다른 상황에서 치러지는 선거의 경우에도 계속 이와 같은 작 업을 거쳐 비슷한 연구가 이루어져야 한다. 한편 이러한 일반화의 한계 외에도, 이 모형은 자료 가용성의 한계 때문에 정책 효과 가 생략되었고 현직자 효과나 중간 평가로서의 견제 효과 등이 정확하게 측정된 것으로 보기는 어렵다. 따라서 앞에서 논의한 바와 같이 이 예측 모형이 현재의 현직자 효과, 지역 효과, 견제 효과 등의 조건들이 그대로 지속된다고 가정하는 데에서 나타나는 한계 가 있을 수 있다. 이런 점들을 감안할 때, 앞으로 정확한 득표율 예측 모형을 만들기 위해서는 통제 변 수들에 대한 더 정확한 측정 방법을 개발해야 할 뿐 아니라 새로운 방법에 의해 정확한 측정이 이루어져야 할 것이고, 이를 바탕으로 새로운 예측 모형 구축을 계속 시도할 필 요가 있다. 만약 이러한 연구 결과가 계속 축적된다면 득표율을 둘러싼 여러 조건들의 변화에 대한 예측도 좀더 가능해질 것이고, 그에 따라 예측 모형의 계수값 수정도 가능

56 조사연구 해질 것이며 훨씬 더 정확한 예측 모형을 만들어 낼 수 있을 것이다. 앞으로의 지속적인 연구를 요청한다. 이 논문은 이러한 시도의 출발점으로서 출구조사 이외의 방법을 사용하여 당선 예측 을 위한 예측 모형을 제시하였다는 점에 그 의미가 있다. 또한 비용이 안 들면서 각 후보 들의 득표율을 선거 기간 내내 어느 정도 정확히 예측할 수 있고 그에 따라 선거 전략을 수정할 수 있도록 해 줄 수 있다는 점, 그리고 개표 방송에서 출구조사 결과와 함께 후보 들의 당락을 예측하게 해줄 수 있다는 점에서 현실적으로 기여하고 있다. 참고문헌 가상준. 2008. 노무현 대통령에 대한 평가가 2007년 대통령 선거에 미친 영향력 분석. 현대정 치연구 1(1): 33-57. 가상준 윤종빈. 2010. 이명박 후보의 득표율을 통해서 본 제18대 국회의원 선거. 한국시민윤 리학회보 23(1): 105-122. 강명세. 2001. 지역주의는 언제 시작되었는가?: 역대 대통령 선거를 기반으로. 한국과 국제정 치 17(2): 127-158. 강원택. 2002. 유권자의 정치 이념과 16대 총선: 지역 균열과 이념 균열의 중첩? 진영재 편. 한국의 선거IV: 16대 총선을 중심으로. 서울: 한국사회과학데이터센터. 강원택. 2003. 한국의 선거 정치: 이념, 지역, 세대와 미디어. 서울: 푸른 길. 강원택. 2010. "천안함 사건은 지방선거의 변수였나?" EAI OPINION Review Series No. 201006-01. 김도종 김형준. 2000. 제 16대 국회의원 선거 결과에 대한 집합자료 분석. 한국정치학회보 34(2): 105-127. 김석우. 2006. 17대 총선과 정치적 충원." 한국정치외교사논총 27(2): 287-315. 김용복. 2010. 2010년 제5회 동시 지방선거 결과의 평가와 전망. 한국사회여론연구소(KSOI) 한국지방정치학회 공동 주최. 6.2 지방선거 평가 및 향후 한국 정치 전망 토론회 기조발 제문. 김용호. 2009. 유권자 선거 판세 인식과 전략 투표 행동에 대한 매체 이용 효과의 탐색적 연구. 언론과학연구 9(2): 243-280. 한국지역언론학회. 김욱. 2006. 16대 대선에서 세대, 이념 그리고 가치의 영향력. 어수영 편. 한국의 선거 V: 제 16대 대통령 선거와 제 17대 국회의원 선거. 서울: 도서출판: 오름. 문용직. 1997. 국회의원 선거에서의 현직 효과. 한국과 국제정치 27: 161-190. 경남대학교

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 57 극동문제연구소. 박명호 김민선. 2008. 한국 총선에서 나타난 현직자의 재선 추이에 관한 분석: 16 18대 총선 결과를 중심으로. 사회과학연구 15(1): 161-176. 동국대학교 사회과학연구원. 박찬욱. 1993. 제 14대 국회의원 선거 결과에 대한 집합자료 분석. 한국과 국제정치 9(2): 1-31. 박찬욱 홍지연. 2009. 제 18대 국회의원 총선거에서 한국 유권자들의 분할 투표 행태에 관한 분석. 한국정치연구 18(1): 1-31. 반현 최원석 신성혜. 2004. 유권자의 투표 선택과 뉴스 미디어의 점화 효과 : 17대 총선의 선거 이슈를 중심으로. 한국방송학보 18(4): 398-443. 손영준. 2005. 선거보도의 현저성과 프레이밍이 유권자 의견 변화에 미치는 영향. 한국정치학 회보 39(4): 113-133. 송근원. 1994. 선거정치론. 부산: 경성대학교 출판부. 송근원. 2011. 선거아젠다 이슈가 후보의 가시성에 미친 영향: 17대 대선을 중심으로. 국가전 략 17(1): 155-179. 세종연구소. 송근원 정봉성. 2007. 16대 대선에서 나타난 유권자들의 정책 성향과 투표 행태" 21세기 정치 학회보 17(1): 45-70. 엄기홍. 2009. 정치자금 스캔들, 유권자 평가, 그리고 현직자 재선: 1998년과 2002년 미국 하원의 원 선거에 대한 경험적 분석. 21세기정치학회보 19(1): 171-195. 유현종. 2007. 대통령 선거 의제설정과 공약 검증 모델에 관한 연구. 한국정책학회 하계학술대 회 발표 논문. 2007(3): 195-212. 윤종빈. 2002. 국회의원과 선거구민의 관계 연구: 현직 의원에 대한 평가를 중심으로. 한국정 치학회보 36(4): 177-193. 이갑윤. 2002. 지역주의의 정치적 경향과 태도. 한국과 국제정치 18(2): 155-178. 이갑윤 이현우. 2000. 국회의원 선거에서 후보자 요인의 영향력: 14-16대 총선을 중심으로. 한국정치학회보 34(2): 149-170. 이남영 1996. 한국 국회의원 선거 결과를 결정하는 주요 요인. 김광웅 이갑윤 편 정당 선거 연론 145-163. 임성학. 2005. 제 17대 총선의 선거 자금과 정치 개혁의 효과. 한국정치학회보 39(2): 195-215. 정구종. 2006. 16대 대통령 선거 분석: 정치 변동에서 사회 변동으로. 어수영 편. 한국의 선거 V: 제 16대 대통령 선거와 제 17대 국회의원 선거. 서울: 도서출판 오름. 정성호. 2003. TV토론에 나타난 의제가 수용자의 의제에 미치는 영향 연구: 제16대 대통령선거 TV합동 토론을 중심으로. 홍보학 연구 7(2): 5-42. 조성대. 2000. 미국 대통령선거에서 제3당 후보 지지자들의 전략적 투표(Strategic Voting)에 관한 연구. 한국정치학회보 34(2): 301-321.

58 조사연구 조진만 최준영. 2006. 1인 2표 병립제의 도입과 유권자의 투표 행태: 일관 투표와 분할 투표의 결정 요인 분석. 한국정치학회보 40(1): 71-90. 조진만 최준영 가상준. 2006. 한국 재,보궐선거의 결정 요인 분석. 한국정치학회보 40(2): 75-100. 한정택. 2007. 한국 현직 국회의원의 재당선 요인 분석: 제 14대부터 제 17대까지 국회의원 선거를 중심으로. 21세기 정치학회보 17(3): 73-99. 황아란. 1996. 국회의원 선거의 당선 경쟁과 선거구 요인: 제 15대 총선 당선자의 선거 경쟁도를 중심으로. 21세기 정치학회보 17(3): 73-99. 황아란. 1998. 기초단체장 선거에서의 현직 효과. 한국정치학회보 34(2): 105-127. Ansolabehere, Stephan and Alan Gerber. 1994. The Mismeasure of Campaign Spending: Evidence from the 1990 US House Elections. Journal of Politics 56(4): 1106-1118. Alvaz, R. M. and J. Nagler. 2000. A New Approach for Modelling Strategic Voting in Multi-party Elections. British Journal of Political Sciences 30: 57-75. Blais, A. and R. Nadeau. 1996. Measuring Strategic Voting: A Two Step Procedure. Electoral Studies 15: 39-52. Box-Steffensmeier, Janet M., David C. Kimbal, Scott R. Meinke, and Katherine Tate. 2003. The Effects of Political Representation on the Electoral Advantages of House Incumbents. Political Research Quarterly 56(3): 259-270. Cain, Bruce E., John A. Ferejohn, and Morris P. Fiorina. 1987. The Personal Vote: Constituency Service and Electoral Independence. Cambridge: Harvard University Press. Cho, Sungdai. 1999. Strategic Voting in the 1992 British General Election: The Spatial Theiory of Constructing Rank-Ordered Party Preferences. 국제지역연구 3(1): 347-370. Erickson, Robert S. 1972. Malapportionment, Gerrymandering, and Party Fortunes in Congressional Elections. American Political Science Review 66(4): 1234-1245. Fair, Ray C. 2009. Presidential and Congressional Vote-Share Equations. American Journal of Political Science 53(1): 55-72. Fiorina, Morris P. 1989. Congress-Keystone of the Washington Establishment (2nd ed.). New Haven: Yale University Press. Gelman, Andrew and Gray King. 1990. Estimating the Incumbency Advantage without Bias. American Journal of Political Science 34(4): 1142-1164. Richard Herrera and Michael Yawn. 1999. The Emergence of the Personal Vote. Journal of Politics 61(1): 136-150. Jacobson, Gary C. 1987. The Marginals Never Vanished: Incumbency and Competition in

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 59 Elections to the US House of Representa. American Journal of Political Science 31: 126-141. Jacobson, Gary C. 2004. The Politics of Congressional Elections (6th ed.). New York: Pearson-Longman. Johnson and Pattie. 1991. Tactical Voting in Great Britain in 1983 and 1987: An Alternative Approach. British Journal of Political Science 21: 95-128. Koch, Jeffrey W. 2008. Candidate Status, Presidential Approval, and Voting for US Senators. Electoral Studies 19(4): 479-92. Mann, Thomas E. 1978. Unsafe at Any Margin: Interpreting Congressional Elections. Washington D.C.: American Enterprise Institute. Mattei, Franco and Joshua Glasgow. 2005. Presidential Coattails, Incumbency Advantage, and Open Seats: A District-level Analysis of the 1976-2000 U.S. House Elections. Electoral Studies 24(4): 619-641. Mayhew, David. 1974. Congressional Election: The Choice of the Vanishing Marginals. Polity 6(3): 295-317. Quattrone, George A. and Amos Tversky. 1988. Contrasting Rational and Psychological Analyses of Political Choice. American Political Science Review 82(3): 719-36. Stokes, D. and W. Miller. 1966. Party Government and the Saliency of Congress. In A. Campbell, P. Converse, W. Miller and D. Stokes(eds.), Elections and the Political Order. New York: Wiley. Tufte, R. Edward. 1993. Economic and Political Determinants of Electoral Outcomes: Midterm Congressional Elections. In Richard G. Niemi and Herbert F. Weisberg (eds.), Classics in Voting Behavior. Washington D.C. Congressional Quarterly Inc. Yiannakis, Dianna E. 1981. The Grateful Electorate: Casework and Congressional Elections. American Journal of Political Science 25: 568-580. Younger, Latisha. 2007. Recycling Effects: Presidential Coattails from 1952-2004. Conference Papers. Southern Political Science Association 1-35. http:// www.allacademic.com/one/spsa/spsa07/index.php?cmd=download+document&ke y=view_paper_file&file_index=1&pop_up=true&no_click_key=true&attachm ent_style=inline&phpsessid=ccd1b8c0ca85be8c826f66d7ab3e7d11 <접수 2010/12/22, 수정 2011/3/11, 게재확정 2011/3/14>

60 조사연구 <부록> 2010. 6.2 지방선거 광역단체장 후보의 득표율과 가시성 등 광역단체장 (현직자) 후보 득표 수 (득표율) 가시성 1) (가시율) 현직 2) 지역 3) 부정 4) 사표 5) 견제 6) 정책 7) 정책 8) 한나라당 오세훈 2,086,127 (47.43%) 692 (35.00%) 1 0 0 0 1 1 서울 시장 (오세훈) 민주당 한명숙 2,059,715 (46.83%) 자유선진 지상욱 90,032 (2.04%) 858 (43.40%) 180 (9.10%) 0 0 1 0 0 0 0 0 0 1 0 1 진보신당 노회찬 143,459 (3.26%) 247 (12.49%) 부산 시장 (허남식) 한나라당 허남식 770,507 (55.42%) 민주당 김정길 619,565 (44.57%) 166 (47.56%) 183 (52.44%) 1 1 0 0 1 1 0 0 0 0 0 0 한나라당 김범일 633,118 (72.92%) 40 (54.05%) 1 1 0 0 1 1 대구 시장 (김범일) 민주당 이승천 146,458 (16.86%) 21 (28.38%) 0 0 0 0 0 0 진보신당 조명래 88,599 (10.20%) 13 (17.57%) 한나라당 안상수 9) 469,040 (44.38%) 476 (41.54%) 1 0 0 0 1 1 인천 시장 (안상수) 민주당 송영길 556,902 (52.69%) 진보신당 김상하 19,580 (1.85%) 541 (47.21%) 71 (6.20%) 0 0 0 0 0 0 평화민주 백석두 11,258 (1.06%) 58 (5.06%)

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 61 한나라당 정용화 74,490 (14.22%) 39 (21.08%) 0 0 0 0 1 1 민주당 강운태 297,003 (56.73%) 68 (36.76%) 0 1 0 0 0 0 광주 시장 (박광태) 민주노동 장원섭 진보신당 윤난실 39,455 (7.53%) 30,834 (5.89%) 18 (9.73%) 18 (9.73%) 국민참여 정찬용 75,830 (14.48%) 36 (19.46%) 평화민주 조홍규 5,871 (1.12%) 6 (3.24%) 한나라당 박성효 168,616 (28.50%) 206 (34.62%) 1 0 0 0 1 1 대전 시장 (박성효) 민주당 김원웅 137,751 (23.28%) 자유선진 염홍철 276,122 (46.67%) 129 (21.68%) 216 (36.30%) 0 0 0 0 0 1 진보신당 김윤기 9,074 (1.53%) 44 (7.39%) 한나라당 박맹우 279,421 (61.26%) 65 (35.71%) 1 1 0 1 1 1 울산 시장 (박맹우) 민주노동 김창현 133,437 (29.25%) 66 (36.26%) 진보신당 노옥희 43,256 (9.48%) 51 (28.02%) 0 0 0 0 0 0 경기 지사 (김문수) 한나라당 김문수 2,271,492 (52.20%) 국민참여 유시민 2,079,892 (47.79%) 726 (43.63%) 938 (56.37%) 1 0 0 0 1 1 0 0 0 0 0 0 강원지사 (김진선) 한나라당 이계진 326,111 (45.63%) 민주당 이광재 388,443 (54.36%) 176 (38.68%) 279 (61.32%) 0 1 0 0 1 1 0 0 1 0 0 0

62 조사연구 한나라당 박해춘 154,723 (17.79%) 225 (24.86%) 0 0 0 1 1 1 충남지사 (이완구) 민주당 안희정 367,288 (42.25%) 385 (42.54%) 0 0 0 0 0 0 자유선진 박상돈 347,265 (39.94%) 295 (32.60%) 0 1 0 0 0 1 한나라당 정우택 313,646 (45.91%) 277 (43.01%) 1 0 0 0 1 1 충북지사 (정우택) 민주당 이시종 349,913 (51.22%) 301 (46.74%) 0 0 0 0 0 0 진보신당 김백규 19,551 (2.86%) 66 (10.25%) 한나라당 김관용 913,812 (75.36%) 38 (44.71%) 1 1 0 0 1 1 경북지사 (김관용) 민주당 홍의락 143,347 (11.82%) 민주노동 윤병태 68,015 ( 5.60%) 23 (27.06%) 11 (12.94%) 0 0 0 0 0 0 국민참여 유성찬 87,346 ( 7.20%) 13 (15.29%) 경남지사 (김태호) 한나라당 이달곤 705,986 (46.49%) 무소속 김두관 812,336 (53.50%) 375 (46.41%) 433 (53.59%) 0 1 0 0 1 1 0 0 0 0 0 0 한나라당 정운천 151,064 (18.20%) 107 (28.92%) 0 0 0 0 1 1 전북지사 (김완주) 민주당 김완주 569,980 (68.67%) 민주노동 하연호 52,331 (6.30%) 118 (31.89%) 48 (12.97%) 1 1 0 0 0 0 진보신당 염경석 35,565 (4.28%) 51 (13.78%) 평화민주 김대식 20,990 (2.52%) 46 (12.43%)

후보자 득표율 예측 모형과 지표의 구성 63 한나라당 김대식 123,548 (13.39%) 43 (40.95%) 0 0 0 0 1 1 전남지사 (박준영) 민주당 박준영 629,984 (68.30%) 민주노동 박웅두 100,581 (10.90%) 48 (45.71%) 8 (7.62%) 1 1 0 0 0 0 평화민주 김경재 68,220 (7.39%) 6 (5.71%) 0 0 0 1 0 0 민주당 고희범 48,186 (18.03%) 140 (19.64%) 제주 지사 (김태환) 무소속 현명관 108,344 (40.55%) 311 (43.62%) 0 0 1 0 0 0 무소속 우근민 110,603 (41.40%) 262 (36.75%) 0 0 0 0 0 0 1) 가시성: 법정 선거운동 기간(5.20-6.1)에 측정된 후보의 이름이 기사회된 건수. 동명이인의 기사 건수를 배제 하기 위해 KINDs에서 전남 & 김대식, 서울 & 오세훈 식의 2단계 상세 검색 방법을 사용하였음. 2) 현직자 효과: 현직=1, 그 외=0 3) 지역 효과: 지역 지배 정당=1, 그 외=0 4) 비리 부정 효과: 비리 연루 후보=1, 그 외=0 5) 사표 방지 효과: 득표율 1~2위= 0, 그 외=1 6) 견제 효과: 여당=1, 야당=0 7) 국내 정책 효과(세종시 수정안, 4대강): 찬성=1, 반대=0 8) 대북 정책 효과(천안함, 대북 강경): 찬성= 1, 반대=0 9) 안상수 원내대표와는 동명이인임.