지방재정조정제도가 국가경제에 미치는 영향분석

｢지방정부연구｣  제11권 제4호(2007 겨울) : 187～199

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The Analysis of the Influence of Intergovernmental Fiscal Coordination System upon National Economy

최 원 익

지방재정조정제도의 운영에 대해서 그간 끊임없는 논란이 있어왔다. 국가 재정을 가장 효율적으로 운영하기 위해 지방의 의사를 중앙에 반영하는 통로역할을 지방재정조정제도가 제대로 수행하고 있지 못하며, 중앙정부가 광역과 기초지방자치단체를 이원화해서 직접 지원하고 보조금 등을 지급하는 방식으로 운영되고 있어 지원이 중복되는 등 다양한 폐해가 지적되고 있다. 이는 지방재정조정제도가 자원배분의 효율성을 제고하고, 수직적 재정불균형과 수평적 재정불균형을 해소하며, 특정지역의 복리를 향상시키는 등 상당히 긍정적인 측면이 있어 결국 국민경제의 향상에 크게 기여하고 있다고 주장하는 의견과 상반되어 존재가치에 대한 논란이 계속되어 왔다.

이에 본 고는 15개 광역지방자치단체의 패널데이터를 분석하여 다음과 같은 결론을 얻었다. 각 광역지방자치단체의 예산 및 결산에 책정된 지방재정조정제도가 각 광역지방자치단체의 GDP에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났는데 이는 지방재정조정제도의 존재가치에 대한 논란이 끊임없는 현실을 감안할 때 지방재정조정제도가 계량적인 측면에서 유효한 것이라는 면을 입증하는 것이며 또한 지방재정조정제도 존립이유인 지방자치단체 간의 재정력격차를 완화시켜 주고, 중앙의 특정시책을 지방자치단체를 통해서 그 지역특성에 맞게 수행할 수 있으며 또한 지방자치단체 사이에 발생하는 외부효과에 의한 자원배분에 있어서의 비효율성이 완화될 수 있다는 측면에서 지방재정조정제도의 계속적 존립은 필요하다고 볼 수 있다.

주제어 : 광역지방자치단체GDP, 지방재정조정제도, 고정효과 추정법, 확률효과 추정법, Prais-Winsten추정법

I. 서  론

정부조직이 집권형, 분권형, 연방형, 그리고 분산형 중 어떤 형태로 있든 그 형태와는 상관없이 중앙과 지방정부 간 재정관계는 중요한 문제로서 자리매김을 해왔다. 우리나라의 경우도 예외는 아니어서 지방자치제가 본격적으로 실시되기 훨씬 전에도 정부 간 재정관계가 존재했었다. 특히 우리나라는 삼국시대 이전, 통일신라, 그리고 고려시대에도 지방제도가 있었으며, 조선시대에는 향청, 향약, 및 향회제도를 두었고, 형식상 민족분열정책의 일환으로 일제는 지방자치의 원리를 도입⋅시행했으며, 일제 식민지에서 벗어나 제정된 1948년의 제헌헌법에서도 지방자치를 명문화했었다. 이를 근거로 1949년에 지방자치법이 제정⋅공포되어 1991년에 실질적 의미의 지방자치제가 실시되기 전까지 지방자치법은 7차례나 개정되어 오면서 정치권력에 의해 수난 아닌 수난을 숱하게 겪어왔다.

1960년 4⋅19혁명으로 집권한 장면정부는 이승만 정부가 장기집권을 획책하기 위해 그간 지방자치제를 유명무실하게 만들기 위해 4차례나 개정한 지방자치법을 개정하여 지방의회와 지방자치단체장선거를 실시하였으나 민주당정권이 지방자치제를 실시하기도 전에 박정희 군부정권에 의해 폐기 되었다.

지방자치제는 중앙집권적 사고에 젖어있는 정치가들에게는 받아들이기 어려운 제도이지만 시민의 기본권 보장 또는 국가권력의 균형유지를 위해 필요하다 할 수 있고, 경제적 측면에서는 중앙정부를 비롯한 공공부문의 효율적 운용을 위해 필요한 제도로 볼 수 있다.

지방재정은 지방자치제하에서 지방자치단체들의 자치적 활동에 필요한 수입 및 지출행위를 총칭한다. 지방재정은 지방자치단체 구성원들의 후생수준을 향상시켜야 한다는 점에서 중앙정부의 재정과는 다른 고유한 특성을 지니고 있다. 지방재정조정제도는 이렇게 각 지방정부마다 처해 있는 여러 가지 상황에 따라 재정력에 격차가 있어 이러한 격차를 줄이고, 또한 중앙정부와 지방자치단체 간 재정적 불균형을 시정하는 소위 수평적 재정불균형(horizontal fiscal imbalance)과 수직적 재정불균형(vertical fiscal imbalance)을 해소하는 역할을 한다. 또한 자원배분의 효율성을 제고하고, 간섭주의(paternalism)에 의해 가치재(merit goods)를 공급하며, 재정지출자극효과와 무조건부지원금의 소득증가효과 등으로 인해 지방주민들의 복리를 향상시킬 수 있다는 것이다.

한국 및 일본을 비롯한 많은 국가들이 국가의 재정을 효율적으로 운영하기 위해 지방재정조정제도를 활용하고 있지만 이러한 제도가 안고 있는 고유한 문제점들로 인해 존재가치에 대한 논란이 끊임없이 있어왔다. 이창균(2004)은 지방분권 3대 특별법이 제정되어 지방분권이 추진되고 있으나 이러한 시대변화에 부응하는 지방재정조정제도 상의 변화가 없어 일본에서 추진한 삼위일체방식의 지방재정개혁방안 등을 검토하여 지방교부세의 기준재정수요액 산정의 체계화와 국고보조금의 기준보조율의 명확화 등을 주장하고 있으며, 성지은(2005)은 우리나라의 지방재정이 국고보조금에 크게 의존하는 등 중앙종속적 특성을 나타내고 있으며 지역간⋅지방간 재원의 불균등이 매우 심하게 나타나는 특성을 보여 지방재정조정제도가 한계를 보여주고 있음을 지적하고 있다. 최용근(2004)은 지방교부세, 국고보조금, 그리고 지방양여금(2005년 폐지)제도의 문제점들을 지적하며 이들의 합리적 개편과 지방재정 궁핍에 대한 대책을 촉구하고 있다. 유태현과 김현숙(2006)은 현행 지방재정조정제도가 중앙정부의 지방자치단체 통제⋅조정의 수단으로 전락했음을 지적하고 있다. 또한 지방재정조정제도 중 무조건부 지원금은 해당 지방자치단체 주민소득을 증대시키는 효과가 있어서 지방자치단체간 수평적 재정불균형을 일정부분 완화시킬 수 있다는 것이 이 제도 도입배경인 것이나 실제 자료를 통한 분석결과는 오히려 지역 주민들의 후생향상보다는 지방정부의 재정지출만 더 증가시키게 되는 소위 끈끈이 효과(flypaper effect)현상이 나타난다는 것이다(Fisher, 1982; Hamilton, 1986; Bailey and Connolly, 1998; Tumbull, 1998; Worthington and Dollery, 1999; Heyndels, 2001; Melo, 2001;  Gemmell, Morrissey and Pinar, 2002; 김렬 외2인, 2003).

지방재정조정제도는 궁극적으로 중앙정부가 지방자치단체들을 통제 및 조정하기 위한 수단이 아니라, 각 지방자치단체들의 후생수준을 향상시켜 결국 국가전체의 경제적 효율성을 증진시켜야 한다는 것이다. 또한 지방재정조정제도는 국가 재정을 가장 효율적으로 운영하기 위해 지방의 의사를 중앙에 반영하는 통로로서의 역할이 강조되어야 하지만 현실의 제도는 그 역할을 충실히 수행하지 못하고 있다는 것이다. 더구나 오늘날의 지방재정조정제도는 중앙정부가 광역지방자치단체와 기초자치단체를 이원화해서 직접 지원하고 보조금 등을 지급하는 방식으로 운영되고 있어 광역지방자치단체와 그의 하위에 있는 기초자치단체에 대한 지원 및 보조금 지원 등이 중복되는 등 다양한 폐해가 지적되고 있다.

지방재정조정제도가 자원배분의 효율성을 제고하고, 수직적 재정불균형(vertical fiscal imbalance)과 수평적 재정불균형(horizontal fiscal imbalance)을 해소하는 등 형평성을 제고하며, 간섭주의(paternalism)에 의해 가치재(merit goods)를 공급함으로써 특정지역의 복리를 향상시키는 등 상당히 긍정적인 측면이 있어 결국 국민경제의 향상에 크게 기여하고 있다고 주장하는 의견과, 상기에서 언급한 바와 같은 고유의 단점들이 있어 이의 축소내지는 개선을 주장하는 의견이 대두되고 있는 실정이다.

구성원들의 소득수준에 상관없이 어떤 사회의 모든 사람들에게 필요한 것으로 평가되는 재화 또는 용역을 의미한다.

특정 지방자치단체의 가치재가 낮은 가격에 공급되도록 중앙정부에서 지방정부에 조건부로 보조금을 지급하는 경우가 이에 해당한다.

따라서 본 고는 논란의 대상이 되고 있는 우리나라의 지방재정조정제도가 과연 많은 실증적 연구에 의해 입증된 끈끈이 효과(flypaper effect)만 야기하는 것인지 아니면 이론상으로 존재하는 바와 같이 재방재정조정제도가 국민경제 수준의 향상에 기여하고 있는지 실제의 panel data를 이용해 추정한 결과를 분석하여 제시할 것이다.

본 연구는 다음과 같이 구성된다. 서론에 이어 제II절에서는 지방재정조정제도의 운영규모에 대하여 논하고, 제III절에서는 지방재정조정제도와 국민경제의 관계에 관해서 이론적으로 검토하고, 제IV절에서는 패널 데이터를 이용하여 실증분석하고 그 결과를 보여 줄 것이다. 그리고 마지막으로 제V절에서는 본 고의 결론을 제시한다.

Ⅱ. 지방재정조정제도의 운영규모

우리나라 지방재정은 지방자치단체의 독자적 결정에 의해서 결정되기 보다는 중앙정부에 종속되어 변화가 이루어지는 형태를 취하고 있다. 지방재원은 자체수입, 지방재정조정제도, 그리고 지방채로 구성되어 있는데 자체수입의 대부분을 차지하고 있는 지방세는 지방자치제의 실시와 더불어 수차례 개정되어왔으며 그 초점은 지방재정확충이라 할 수 있지만 우리나라의 조세제도가 국세 위주이고 지방세의 징수는 중앙에서 엄격히 통제하는 문제점을 안고 있다. 지방자치법 제126조는 “지방자치단체는 법률이 정하는 바에 의하여 지방세를 부과‧징수할 수 있다”라고 되어 있고 또 지방세법 제3조 1항은 “지방자치단체는 지방의 세목‧과세객체‧과세표준‧세율 기타 부과‧징수에 관하여 필요한 사항을 정함에 있어서는 이 법이 정하는 범위 안에서 조례로써 하여야 한다”라고 되어 있다. 즉 지방세의 부과 및 징수는 중앙정부의 통제 하에 이루어지는 것이지 지방의 필요에 의하여 이루어지는 것은 아니라고 볼 수 있다. 우리나라에서 지방세가 전체 세수입에서 차지하는 비중이 1970년에는 8.3%, 1980년에는 11.7%, 1990년에는 19.1%, 2000년에는 18.1%, 그리고 2005년에는 20.5%로 지방세의 비중이 지방자치제를 실시하기 전보다 이후에 전반적으로 증가했으나 그 이후 큰 변화는 없었다. 지방재원 중 지방재정조정제도가 차지하는 비중은 1990년에는 22.9%, 2000년에는 28.6%, 2005년에는 34.4%, 그리고 2006년에는 36.9%로 지방자치제가 실시된 이후 계속 증가해왔다. 지방재정조정제도는 <표 1>과 <표 2>에서 볼 수 있는 바와 같이 지방자치제가 실시되는 1990년대에 들어오면서 크게 증가하고 있는데 지방재정조정제도는 지방재정의 구조적 문제점을 보완‧수정해나가는 과정에서 변화를 거듭해왔으며 중앙재정의 규모 및 정치논리의 직‧간접적인 영향을 받아왔다.

<표 1> 지방재정조정제도의 구성

(단위: 억원)

	1970	1980	1991	2001	2004	2005	2006
지방교부세	503	4,100	34,524	103,043	142,596	172,047	213,665
국고보조금	213	3,269	24,060	103,494	122,941	152,813	181,383
지방양여금	-	-	5,570	47,795	43,972	-	-
합 계	716	7,369	64,154	254,332	309,509	324,860	395,048

자료: 행정자치부, 지방재정연감 및 자치종합정보센터(www.jachi.co.kr)

<표 2> 예・결산상 지방재정조정제도의 흐름

(단위: 억원)

	1993	2000	2001	2002	2003	2004	2005	2006
지방재정조정 제도(예산)	76,393	178,843	214,236	249,822	270,363	294,031	324,860	373,557
지방재정조정 제도(결산)	80,026	229,934	286,837	331,247	343,014	319,303	368,276	420,282

자료: 지방재정연감, 한국통계연감

중앙재정 신장률과 지방재정 신장률을 비교해 볼 때, 본격적인 지방자치제가 실시된 이후인 1993년에는 중앙정부재정의 신장률이 1990년 기준으로 36%인 반면 지방재정 신장률은 53%였고, 2003년에는 중앙정부재정의 신장률이 318%인 반면 지방정부재정의 신장률은523%였고, 2006년에는 중앙정부재정의 신장률이 427%인 반면 지방재정의 신장률은 408%를 나타냈다. 지방재정의 규모가 중앙재정에 비해 일반적으로 높은 신장률을 보이다가 1997년 말에 있었던 IMF구제금융을 받은 시점이후에는 지방재정이 다소 위축되어 지방재정에 위기가 있다가 2000년대에 들어오면서 그 신장률이 대폭 증가하는 등 지방자치제가 정착되면서 지방재정상태도 양호해졌는데 이는 지방재정조정제도의 증가폭이 큰데 기인한다 할 수 있다.

Ⅲ. 지방재정조정제도와 국민경제의 관계에 관한 이론적 논의

지방재정조정제도의 이론적 근거는 자원배분의 효율성 증진과 수직적⋅수평적 재정불균형의 시정으로 요약될 수 있다. 그러나 지방정부가 지방재정을 운영하는 과정에서 본 제도의 효과가 어떤 형태로 나타나는가는 중요한 관심사가 되어왔다. 본 고에서는 정치⋅행정적 효과는 논외로 하고 경제적 효과에 초점을 맞추어 지방재정조정제도와 국민경제의 관계에 관한 이론적 토대를 제시하고자 한다.

지방재정조정제도를 논의의 편의를 위해 조건부 지원금과 무조건부 지원금의 형태로 구분하여 지방정부의 경제에 미치는 효과를 논하면 다음과 같다.

첫째 국고보조금과 같은 조건부 지원금에 나타나는 재정지출자극효과는 지방재정조정제도의 증가분보다 더 많은 지출의 증가를 야기한다는 것으로서 지방세의 증가도 동반되는데 이러한 과정을 통해서 소득창출효과 등이 나타남으로써 후생증대를 가져 온다. 이러한 지방정부의 재정지출을 증가시킨다는 재정지출자극효과에 대해 많은 학자들의 논의가 있어왔다(서정훈, 1997; 김동건, 1996; 안국찬, 1997).

둘째 지방교부세와 같은 무조건부 지원금의 경우 소비자 선택이론의 분석틀을 활용하면 무조건부 지원금의 추가적 지원은 지방정부에서 같은 액수만큼의 소득증가를 야기하는 경제적 효과가 있다는 이론적 분석이 제시되고 있다(Wilde, 1973; Musgrave and Musgrave, 1989). 이를 그림을 통해서 설명하면 다음과 같다. <그림 1>에서 횡축은 지방공공재(social goods), 종축은 사적재(private goods)를 각각 나타낸다. AB는 지방정부의 예산선을 나타내고, II 및 I'I'은 지방자치단체의 후생수준을 나타내는 무차별곡선이며, E는 최초의 균형점을 나타낸다. 해당 지방자치단체에서 OE만큼의 지방공공재를 공급받기 위해서는 DA만큼의 사적재(private goods)를 포기해야 하므로 세금이 결국 AD/OA가 되는 것이다.

지방정부의 예산선인 AB가 BB'만큼의 지방교부세와 같은 무조건부 지원금을 받게 되면 예산선이 A'B'으로 이동하게 되고 새로운 균형점도 E'이 되어 이런 균형점들을 연결한 것이 소득소비곡선(ICP; Income Consumption Path)이다. 예산선의 이러한 이동이 의미하는 바는 DC만큼의 사적재 소비가 증가했는데 이는 무조건부 지원금이기 때문에 소득보조금 등의 형태로 제공되어 소득증가효과를 가져온다는 것이다.

무조건부 지원금이 지방정부에 주어지고 지방정부는 지방공공재만 구입하는데, 무조건부 지원금과 동일한 소득증가효과가 나타나는 이유는 세금감소를 통해 사적소비가 이루어지기 때문이다. 즉 그림에서 세금은 AD에서 AC로 떨어지고 세율은 DA/OA에서 CA/OA감소하게 된다.

<그림 1> 무조건부 지원금의 경제적 효과

물론 현실자료를 이용한 많은 실증분석들은 무조건부 지원금으로 인한 동액의 소득증가 효과보다는 지방정부의 지출을 더 늘어나게 해서 무조건부 지원금이 제공된다 할지라고 <그림 1>의 E'으로 균형점이 이동하는 것이 아니고 OF이상의 지방공공재 지출이 있어 새로운 균형점은 사회후생수준 I'I'이 아닌 E점 오른쪽의 II상의 어딘가에 있게 된다는 소위 끈끈이 효과(flypaper effect)가 야기된다는 것이다(Gamkhar and Oates, 1996; Worthington and Dollery, 1999; Melo, 2001; Heyndels, 2001; Gemmell, Morissey, and Pinar, 2002; 김열, 배병돌, 그리고 구정태, 2003).

본 고가 추구하는 바는 이렇게 지방재정조정제도가 경제적 측면에서 볼 때 조건부 지원금의 재정지출자극효과에 의한 지방주민들의 소득창출이 있고, 또한 무조건부 지원금의 경우 세금 감소효과 등을 통한 소득 증가효과가 있다는 이론적 배경 하에서 현실자료를 활용해 이로 인한 지방재정조정제도의 국민경제에 미치는 긍정적 영향을 입증하고자하는 것이다.

Ⅳ. 패널 데이터 실증분석과정 및 결과

1. 패널 데이터와 방법론

본 연구는 기본적으로 존재의 가치에 대한 논란이 끊이지 않고 있는 우리나라의 지방재정조정제도가 국민경제에 긍정적인 영향을 미치는지를 검토하는 것이다. 이를 위해 1993년부터 2003년까지의  우리나라 1개 특별시 6개 광역시 그리고 9개도로 구성된 광역지방자치단체들 중에서 울산시를 제외한 15개 광역지방자치단체들에 대한 패널 데이터를 사용하였다. 울산은 1997년 7월 15일에 기초지방자치단체 중의 하나인 울산시에서 울산광역시로 승격되었으므로 93년부터 2003년까지의 자료 활용을 위해 울산광역시가 제외되었다.

제주도는 2006년 2월에 분권화와 국제자유도시의 효율적 추진을 위해 “제주특별자치도 설치 및 국제자유도시조성을 위한 특별법”이 제정됨에 따라 2006년 7월 1일부터 제주특별자치도로 명칭이 변경되었다. 기존의 광역자치단체들이 복층구조로 되어 있는데 반해 제주특별자치도는 제주시와 북제주군을 하나로 통합하여 제주시로 그리고 서귀포시와 남제주군을 또 하나로 묶어 서귀포시라는 2개의 행정시로 통합하고 시장을 도지사가 임명하며, 도교육위원회가 도의회의 상임위원회에 속해 있어 광역자치단체들의 교육청과는 다른 형태를 취하고 있다.

Panel data를 활용하는 이유는 독립변수들과 관련이 되어 있는데, 생략되거나 관측되지 않는 변수들로 인해 나타날 수 있는 문제점들을 해결할 수 있으므로 해서 시계열자료들보다는 더 많은 정보 활용을 통해 좀 더 정확히 설명변수들과 종속변수와의 관계를 알아 낼 수 있기 때문이다. 즉, 패널 데이터를 통해 모형화하면 종속변수에 영향을 미치는 “상수적인 것(unobserved effect)”과 “시간이 지나면서 이에 따라 변하는 것”으로 대별할 수 있는 “관측되지 않은 요소들(unobserved factors)”이 가지고 있는 정보를 유용하게 모델에서 활용할 수 있다는 것이다. “상수적인 것(unobserved effect)”은 각 광역지방자치단체마다 가지고 있는 독특하지만 시간이 지난다고 해도 변하지 않는  지리적, 기후적 특성 등으로서 이들을 변수화해서 시계열자료 등에서는 반영하기 어려운 요인들이고, “시간이 지남에 따라 변하는 것”은 시계열자료에서 일반적으로 볼 수 있는 오차항을 의미한다(최원익: 2006).

실증분석은 패널데이터를 활용해서, 기본적으로 비교를 위해 pooled OLS추정을 실시하고, 앞에서 언급한 “상수적인 것(unobserved effect)”이 모든 독립변수들과 상관되어 있다는 가정 하에 고정효과추정(fixed effects estimation), 그리고 “상수적인 것(unobserved effect)”이 모든 독립변수들과 상관되어 있지 않다는 전제로 확률효과 추정(random effects estimation)을 한다. 또한 오차항이  상호 독립적으로 동일하게 분포되어 있지 않은 패널 데이터를 위해서 GLS추정법 중의 하나인 Prais-Winsten추정을 할 것이다.

2. 분석모형

본 연구를 위한 분석모형은 다음의 식(1)과 같다:

Git = α + βi + β1Lit + β2CTt +β3WTRATIOit +β4OPRATIOit +

β5IFCSbit (+ β6IFCSCit) +εit          ------------------------ (1)

i, t: i는 우리나라의 광역지방자치단체, t는 1993년부터 2003년까지의 각 연도를 의미한다.

βi: i광역지방자치단체에 고유한 관측되지 않은 효과(unobserved effect)로서 시간이 지난다고 해도 변하지 않는 특성을 나타낸다.

εit: 일반적으로 시계열자료에서 관찰될 수 있는 오차항을 의미한다.

본 모형에 포함되는 변수들을 항상 모형에 포할 될 변수들, 기존의 논문들에서 발견되는 포함 가능한 변수, 그리고 관심사항이 되는 변수들로 나누어 열거하면 다음과 같다.

1) 항상 모형에 포함될 변수들:

Git: i광역지방자치단체의 t년도 GDP

Lit: i광역지방자치단체의 t년도 노동력

CTt: 중앙정부의 t년도 세율로서 국가GDP에 대한 중앙의 예산상 세입 비율을 의미한다.

WTRATIOit: i광역지방자치단체의 t년도 소득에 대한 i광역지방자치단체의 세수입 비율로서 i광역지방자치단체의 t년도 총세수입을 i광역단체의 GDP로 나눈 값을 의미한다.

따라서 각급 정부들(중앙 및 지방)이 그들의 지출을 충당하기 위해 지방정부의 경제에 미치는 왜곡의 정도로서 CT와 WTRATIO를 독립변수로 둔 것이다.

2) 기존의 논문들에서 발견되는 포함 가능한 변수:

OPRATIOit: i광역지방자치단체의 t년도 개방정도를 나타내는 변수로서 광역지방자치단체의 총 GDP 중에서 대외무역량(=수입+수출)의 몫을 의미한다.

3) 관심사항이 되는 변수들:

IFCSbit: i광역지방자치단체의 t년도 예산에 책정된 지방재정조정제도

IFCSCit: i광역지방자치단체의 t년도 결산에 책정된 지방재정조정제도

추정에 앞서 우리나라 광역지방자치단체들의 GDP(Git)를 설명하는 독립변수들 간에 다중공선성(multicollinearity)이 있는지를 알아보기 위해  상관계수를 구해보면 다음의 <표 IV-1> 및 <표 3>와 같다.

다중회귀분석에서 필요한 가정들 중의 하나는 X를 설명변수라고 할 때 ρ(Xi, Xj) ≠ ±1, i≠j이다. 이 가정이 필요한 것은 만일  두개의 독립변수들 간에 정확한 일차함수관계에 있다면 종속변수를 설명하는데 굳이 이들 두개의 정보는 필요하지 않고 이들 중 한 개만으로도 종속변수의 변화를 설명하는데 충분하다는 것이며, 만일 이러한 두개의 종속변수들 간에 정확한 일차함수관계가 아니더라도 이들 사이에 상관관계가 거의 1에 근접하더라도 최소자승법(least square method)의 적용에 문제가 생기게 된다. 즉, 다중회귀계수(i=əY/əXi)는 Xi이외의 설명변수들의 값이 일정하다는 전제하에서 Xi의 값만이 변할 때 종속변수(Y)에 미치는 정도를 나타내는 것인데 만일 다중공선성이 존재한다면(ρ(Xi, Xj) ≠ ±1이거나 절대값 1에 가까울 경우) Xi가 변할 때 다른 독립변수 예를 들면 Xj가 동시에 변하는 것이 되어 다중회귀계수 원래의 의미를 상실하게 되어 설명변수 Xi의 개별적인 독특한 영향을 추정할 수가 없게 되는 것이다.

<표 3> 설명변수들 간의 상관계수(예산)

	L	CT	WTRATIO	OPRATIO	IFCSb
L	1.0000
CT	-0.0372	1.0000
WTRATIO	0.1922	0.1067	1.0000
OPRATIO	0.2665	-0.0510	-0.2663	1.0000
IFCSb	0.0905	0.4381	-0.4879	0.1671	1.0000

<표 4> 설명변수들 간의 상관계수(결산)

	L	CT	WTRATIO	OPRATIO	IFCSc
L	1.0000
CT	-0.0372	1.0000
WTRATIO	0.1922	0.1067	1.0000
OPRATIO	0.2665	-0.0510	-0.2663	1.0000
IFCSc	0.0959	0.4406	-0.4795	0.1709	1.0000

특히 다중공선성(multicollinearity)이 크면 설명변수들 간에 있다면 다중회귀계수의 값(i)을 구할 수 없거나 구할 수 있다 할지라도 불안정한 상태가 되어 Var(i)의 값이 상당히 커지게 되어 귀무가설(Ho: β=0)에 대한 검정통계량 t값이 부당하게 작아지게 되고 이는 결국 귀무가설을 기각할 가능성이 없어지는 결과를 초래해 i가 부정확한 추정치가 되는 심각한 문제를 야기한다. 통례적으로 설명변수들 간의 상관계수값이 0.71이하이면 다중공선성이 없는 것으로 판단할 수 있으므로 <표 3>과 <표 4>에서 볼 수 있는 바와 같이 식(1)의 독립변수들 간에는 특별한 문제가 없어 식(1)을 추정하여 그 결과를 분석할 수 있다.

3. 추정결과

식(1)에 대한 추정결과를 <표 5>과 <표 6>에서 볼 수 있듯이 모형의 적합도를 나타내는 R2의 값이 0.8581에서 0.951의 값을 나타내므로 모형설정은 적합한 것으로 나타나 있다. 다중회귀분석이 가정한 동분산(homoskedasticity)이 성립하지 않으면 OLS 추정량은 불편성(unbiasedness)을 갖지만 OLS추정량의 분산추정량들은 하향편의성(downward biasedness)이 나타나게 된다. 이는 곧 귀무가설(Ho: β=0)을 부당하게 기각시키는 오류를 범하게 된다. 따라서 Pooled OLS추정량은 불편추정량이지만 효율적 추정량이 아니기 때문에 이의 해결책으로 Fixed Effects 및 GLS Random Effects 추정결과가 <표 5>과 <표 6>에 제시된 것이고  Pooled OLS추정결과는 단지 참고로 첨부된 것이다.

Pooled OLS에서는 vit = βi +εit로 놓고 OLS를 활용해야 하는데 이는 βi와 독립변수들이 상관관계에 놓여있지 않다는 가정을 해야 하는데, 이들이 상관되어 있지 않다면 패널데이터를 활용하는 이유인 각 광역지방자치단체에 고유한 관측되지 않은 효과(unobserved effect)인 βi의 정보를 이용하기 위해 고정효과추정방법을 활용하는 것이 더 유용하다. 따라서 Pooled OLS추정결과는 단지 참고로 제시된 결과이다.

OLS method를 적용하기 위한 또 다른 가정은 E[εiεj]=0, i≠j이다. 이 가정이 깨지는 현상인 시계열상관(serial correlation) 또는 자기상관(autocorrelation)이 있는 상태에서 OLS method를 적용하면 이분산(heteroskedasticity)에 의한 상황과 같은 문제점들이 발생하게 된다. 이의 해결을 위해 패널데이터 오차항의 자기상관 효과를 제거한 뒤에 OLS method를 적용하는 이른바 GLS추정법 중의 하나인 Prais-Winston추정결과를 <표 5>과 <표 6>에 제시한 것이다.

이러한 이분산(heteroskedasticity) 상태에서 OLS method를 적용하면 표본이 커질 경우에도 계속 나타나는데 그 이유는 오차항들 사이에서 존재하는 어떤 함수관계로 인해서 각각 독립적으로 이용될 수 있는 정보의 수가 적어지기 때문이다.

Prais-Winston method는 FGLS(feasible generalized least squares)의 대안으로서 패널데이터의 오차항들이 이분산(heteroskedasticity)상태이고 동일시기에 상관되어 있는(contemporaneouly correlated across panels) 상태라는 것을 가정하고 패널데이터의 시계열상관을 해소한 추정량을 제시한다.

<표 5>과 <표 6>에 제시된 결과에서 볼 수 있듯이 확률효과모형에서 D-W 통계치가 자기상관이 있는 것으로 나타났으나 Fixed Effects Model이 더 나은 통계치를 보여준다고 할 수는 없다. 단, 패널데이터를 활용하는 중요한 이유가 관측되지 않는 고유한 효과(βi)를 허용하는 것이었는데 Fixed Effects Model은 그 변형과정에서 그 효과가 제거됨으로써 많은 정보를 활용하지 못하는 단점을 안고 있다.

Johnston and Dinardo(1997)에 의하면 Hausman Test는 고정효과모형에 의한 추정결과와 확률효과모형에 의한 추정결과 중에서 보다 적합한 것이 어느 것인지를 선택할 때 이용된다. 본 논문에서도 활용될 수 있어 Hausman Test를 실시해보았으나 data가 Hausman Test를 위한 asymptotic assumption을 충족시키지 않아 그 결과의 제시를 생략한다.

우리나라 15개 광역지방자치단체의 예산자료를 활용한 고정효과모형 추정결과의 경우 <표 5>에서 볼 수 있듯이 각각의 광역지방자치단체의 노동력(L), 중앙정부의 국가GDP에 대한 예산상의 세입비율(CT), 그리고 본 고의 관심사항인 각각의 광역지방자치단체의 예산에 책정된 지방재정조정제도(IFCSb)가 1% 수준에서 유의한 것으로 나타났다. IFCSb를 보면 중앙에서 지방재정조정제도에 1원을 추가하면 GDP는 5.2원의 증가 효과를 볼 수 있다는 것이다. 또한 각각의 광역지방자치단체의 지출을 충당하기 위해 지방정부가 지방자치단체의 소득에 대해 징수한 지방세의 소득에 대한 비율을 나타내는 WTRATIO는 10% 수준에서 다는 것이다. 또한 각각의 광역지방자치단체의 지출을 충당하기 위해 지방정부가 지방자치단체의 소득에 대해 징수한 지방

<표 5> 지방재정조정제도(예산)의 국민경제에 미치는 영향 추정결과

	Pooled OLS Estimator	Fixed Effects (Within) Estimator	GLS Random Effects Estimator	Prais-Winsten Estimator
Constant	-58300000*** (-5.99)	-54400000*** (-8.93)	-47200000*** (-6.57)	-35100000*** (-3.22)
L	22246.24*** (22.30)	45536.84*** (23.06)	23999.38*** (11.62)	22908.14*** (11.80)
CT	3730585*** (5.17)	1594122*** (3.52)	2812469*** (4.63)	1942729*** (2.73)
WTRATIO	-17700000 (-0.31)	-109000000* (-1.75)	-42800000 (-0.38)	8766805 (0.11)
OPRATIO	-94545.75 (-0.09)	-1607855 (-1.65)	-1915733 (-1.35)	-504198.7 (-1.02)
IFCSb	4.006657*** (4.86)	5.242555*** (5.69)	5.273827*** (5.04)	4.679199*** (4.40)
Adjusted R2	0.951	0.936	0.949	0.8581
D-W		0.0212	1.1026	0
Wald chi2(5)	847.67		296.24	221.31

주: *, **, 그리고 ***는 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준을 의미한다.

<표 6> 지방재정조정제도(결산)의 국민경제에 미치는 영향 추정결과

	Pooled OLS Estimator	Fixed Effects (Within) Estimator	Random Effects Estimator	Prais-Winsten Estimator
Constant	-58400000*** (-6.41)	-53900000*** (-8.25)	-47600000*** (-6.39)	-3.6600000*** (-3.55)
L	22251.43*** (22.20)	45878.92*** (22.39)	24041.81*** (11.46)	22787.06*** (12.46)
CT	3760305*** (5.55)	1587385*** (3.26)	2883089*** (4.59)	2170430*** (3.21)
WTRATIO	-24800000 (-0.43)	-132000000* (-1.94)	-58400000 (-0.50)	-23900000 (-0.33)
OPRATIO	-158712 (-0.16)	-1655691* (-1.75)	-1990554 (-1.41)	-599799.7 (-1.22)
IFCSc	3.54855*** (4.77)	4.736488*** (6.44)	4.63971*** (5.67)	4.11462*** (4.19)
Adjusted R2	0.9507	0.936	0.9489	0.8670
D-W		0.0212	1.1082	0
Wald chi2(5)	885.27		288.06	258.84

주: *, **, 그리고 ***는 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준을 의미한다.

세의 소득에 대한 비율을 나타내는 WTRATIO는 10% 수준에서 유의한 것으로 나타나 있다. 결국 지방정부의 경제에 미치는 왜곡의 정도를 나타내는 이 변수는 지방정부의 GDP에 부정적 효과를 나타낸 것으로 사료된다. 광역자치단체에서 징수하는 세수는 그 지방정부에서 꼭 필요한 곳에 활용됨으로써 지방자치단체의 부의 창출에 기여한 것으로 판단할 수 있는데 실증분석의 결과는 그 반대로 나타난 것이다. <표 6>에서는 광역지방자치단체의 결산자료를 활용한 고정효과모형의 추정치를 보여주고 있는데 그 결과는 <표 5>의 것과 비슷한 결과를 보여주고 있으나 광역지방자치단체의 개방정도를 나타내는 광역지방자치단체의 GDP 중에서 대외무역량이 차지하는 몫을 표현하는 OPRATIO가 10% 수준에서 유의한 것으로 나타나고 있다. Prais-Winsten 추정치의 경우 <표 5>과 <표 6>에서 공통으로 노동력(L), 중앙정부의 세입비율(CT), 그리고 광역지방자치단체의 예산 및 결산에 책정된 지방재정조정제도(IFCSb 및 IFCSc)가 각각 1% 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

본 추정결과에 대해서 주목해야 할 부분은 여기서 검토한 모든 추정방법들(Pooled OLS, 고정효과추정, GLS 확률효과추정, 및 Prais-Winsten 방법)의 결과가 광역지방자치단체의 예산 및 결산에 책정된 지방재정조정제도(IFCSb 및 IFCSc)가 GDP에 긍정적인 영향을 미친다는 점이다. 즉, 이론적 논의에서 검토했던 조건부 지원금의 재정지출자극효과에 의한 소득창출과 무조건부지원금의 소득증가효과 등으로 인해 해당 지방주민들의 소득증가를 가져와 국민경제에 긍정적인 영향을 미친다는 이론을 나름대로 뒷받침하는 실증결과로서 이제까지 논란이 되어온 지방재정조정제도의 존재가치를 긍정적으로 평가해주는 대목이라 할 수 있다.

V. 결  론

본 연구는 1993년부터 2003년까지의 15개 광역지방자치단체의 패널데이터를 활용해 그간 존재가치에 대하여 끊임없이 논란이 있어왔고 또한 수 많은 개선방향이 제시되어 왔던 지방재정조정제도가 국민경제에 어떤 영향을 미치는지 실증분석을 실시하였다. 물론 지방재정조정제도가 우리나라에 미치는 영향을 단지 계량화해서 그 영향력을 설명하는데는 한계가 있으나 양적인 측면의 영향도 무시할 수 없는 것이며 질적 측면에서의 영향력에 대한 연구는 과제로서 남겨두고자 한다.

본 연구를 위해 방법론적으로는 Pooled OLS, 고정효과, GLS 확률효과, 그리고 Prais-Winsten추정법을 실시하였는데 Pooled OLS추정 결과는 참고로 제시되었고, 확률효과 추정법은 패널데이터를 활용하는 이유인 관측되지 않는 고유한 효과를 활용할 수 있으나 본 자료에 의해서는 시계열상관이 있는 것으로 나타났다. 또한 Prais-Winston추정법은 FGLS추정법의 대안으로서 훌륭한 추정결과를 제시하는데 이들의 기본적 추정결과는 유사하게 나타나고 있다. 본 실증분석의 주요 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 각 광역지방자치단체의 GDP에 영향을 미치는 요인들이 다양하게 있으나 본 연구에서는 각 광역지방자치단체의 노동력, 중앙정부의 국가GDP에 대한 세입비율, 그리고 본고의 관심사항인 각각의 광역지방자치단체의 예산 및 결산에 책정된 지방재정조정제도가 모든 추정방법에서 1% 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

둘째, 고정효과 추정법에서는 각 광역지방자치단체의 GDP대하여 위에서 언급한 변수들 이외에도 각각의 광역지방자치단체의 지출을 충당하기 위해 지방정부가 지방자치단체의 소득에 대해 징수한 지방세의 소득에 대한 비율을 나타내는 변수가 10% 수준에서 유의한 것으로 나타나 있으며, 광역지방자치단체의 개방정도를 나타내주는 광역지방자치단체의 GDP 중에서 대외무역량이 차지하는 몫을 나타내는 변수 또한 10% 수준에서 유의한 것으로 나타나고 있다.

셋째, 각각의 광역지방자치단체의 예산 및 결산에 책정된 지방재정조정제도가 모든 추정방법에서 1% 수준에서 유의한 것으로 나타났는데 지방재정조정제도의 존재가치에 대한 논란이 끊임없는 현실을 감안할 때 일단 지방재정조정제도가 계량적인 측면에서 유효한 것이라는 면을 입증하는 것이며 또한 지방재정조정제도 존립이유인 지방자치단체 간의 재정력격차를 완화시켜 주고, 중앙의 특정시책을 지방자치단체를 통해서 그 지역특성에 맞게 수행할 수 있으며 또한 지방자치단체 사이에 발생하는 외부효과에 의한 자원배분에 있어서의 비효율성이 완화될 수 있다는 측면에서 지방재정조정제도의 계속적 존립은 필요하다고 볼 수 있다.

본 연구에서 얻은 중요한 소득은 다음과 같다. 이제까지 있어왔던 실증분석에 의한 끈끈이 효과(flypaper effect)라고 하는 큰 그늘에 가려져 지방재정조정제도의 국민소득에 미치는 영향이 지나치게 축소내지는 무시되어 왔었고 단지 이론적으로 남아있는 지방재정조정제도의 재정지출자극효과에 의한 지역주민들의 소득창출효과와 무조건부 지원금에 대한 소비자선택이론의 분석틀에서 발견되는 소득증가효과로 인해 해당 지방주민들의 소득이 증가되어 국민경제에 긍정적인 영향을 미친다는 이론을 나름대로 뒷받침하는 실증결과로서 이제까지 논란이 되어온 지방재정조정제도의 존재가치를 긍정적으로 평가해주는 대목이라 할 수 있다.

다만 본 연구가 우리나라의 15개 광역지방자치단체의 패널데이터를 활용한 추정결과에 의존했기 때문에 이 결과는 우리나라에 고유한 것이라 볼 수 있으며 우리나라 이외의 미국, 영국, 일본, 독일 등 다양한 국가들에 대한 실증결과와 비교 검토하는 연구를 향후 과제로 남겨두는 한계점을 안고 있다.

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최원익(崔源益): (미국) Purdue University-West Lafayette에서 1992년에 경제학박사학위(Degree of Capital Mobility, Wage Indexation, and Monetary-Fiscal Policies in a Small Open Economy)를 취득하였으며, 현재 단국대학교 경상대학 경제학과 교수로 재직하고 있다. 또한 현재 국가비전연구소 이사 및 국제지역학회 상임이사를 맡고 있으며 주요 관심분야는 금융 및 재정으로서 주요논문으로는 “개편된 지방재정조정제도와 향후 정책과제(한몽경상연구, 2005)”, “지방재정구조 및 운영행태에 대한 소고: 경기도를 중심으로(한국지방재정논집, 2003)” 등이 있다.

<E-mail: novachoi@dankook.ac.kr/논문접수일: 2008. 1. 14/심사게시일: 2008. 1. 18/심사완료일: 2008. 2. 19>

｢지방정부연구｣  제11권 제4호(2007 겨울) : 201～222

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