지방재정정책과 경기변동 대응분석*:

｢지방정부연구｣ 제13권 제1호(2009 봄) : 115～132

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

* 이 논문은 2009학년도 한남대학교 학술연구조성비 지원에 의하여 연구되었음.

재정팽창지수(Fiscal Impulse Indicator)를 중심으로

Fiscal Policy Response to Local Economic Cycles with

an Emphasis on Fiscal Impulse Indicator

원 구 환

재정정책은 정부의 재정을 경기안정을 위한 조정요인(balancing factor)으로서 이용하는 것을 의미하며 불황극복의 수단으로 등장하였다. 재정정책이 경기조절수단으로 작동한다는 것은 곧 재정정책이 경기의 변동성을 줄이는 역할을 담당한다는 것이다. 재정정책이 경기의 변동성을 줄이기 위해서는 경기가 하강국면에 접어들 때에는 재정정책이 확장되어야 하고, 경기가 상승국면에 있을 때는 재정정책이 긴축적이어야 한다. 따라서 본 연구에서는 광역자치단체의 재정정책이 경기 변동에 어떤 변화를 나타내었는가를 IMF에서 개발한 재정팽창지수(fiscal impulse indicator: FI)를 중심으로 분석하는데 연구의 목적이 있다. 분석결과 지방재정정책은 경기조절적 기능보다는 경기동행적 기능을 수행하였음을 알 수 있는데, 이는 지방재정정책의 경기안정화 기능이 미흡함을 의미하는 것이다. 특히 지방재정은 의존적 성격을 지니고 있으므로 의존재원에 대한 재정정책적 변화를 고려하여 중앙재정과 지방재정이 유기적으로 연계될 필요가 있다.

주제어: 재정팽창지수, 재정정책, 경기안정화

Ⅰ. 서  론

일반적으로 시장은 완전경쟁상태, 비용증가산업, 완전한 정보, 완전한 이동성, 공공재와 외부효과의 부재를 전제로 한다. 그러나 독과점시장을 중심으로 한 불완전경쟁 산업의 존재, 비용체감산업의 존재, 공공재와 외부효과의 존재, 시장상태에 대한 불완전한 정보와 이동성의 제약 등은 시장실패의 원인이 되며 정부개입의 근거로 작용하고 있다(Haveman, 1970; 이만우, 1985: 160; 하연섭, 2002: 80-82). 시장의 조건이 제대로 작동하지 못하는 현상을 시장실패라 할 경우 정부의 개입은 필요하게 된다. 그러나 정부개입은 시장에 대한 개입이 아니라 시장실패에 대한 개입이어야 한다. 따라서 시장실패는 정부개입의 필요조건이 되지만 충분조건은 될 수 없다.

그러나 정부개입이 모든 시장실패의 원인을 완전히 해결할 수 있다는 것 또한 문제이다. 오히려 정부개입으로 인해 정부가 비대화되고 제 기능을 충실히 이행하지 못하는 현상(정부실패; government failure)이 나타날 수 있는데, 그 근본 원인은 정부의 내부적 문제점에 기인한다. 시장실패의 원인 중의 하나가 외부성(externality)의 존재라고 한다면 정부실패의 원인은 내부성(internality)에서 찾는 경향이 강하다. 정부의 내부성에 관한 연구는 관료적 실패(Peirce, 1981), 조직실패(Williamson, 1971: 113) 등의 이름으로 연구가 진행되어 왔다.

따라서 정부의 시장실패에 대한 개입은 어느 정도 필요한데, 일반적으로 재정이 갖는 기능은 사기업에 의하여 공급될 수 없는 공공 서비스의 급부를 포함한 자원배분의 기능, 국민소득의 편재를 시정하고 평등한 분배를 목표로 하는 소득재분배의 기능, 경제의 안정적 성장을 유지하기 위한 경기 조정의 기능이라는 세 가지로 나눌 수 있다(Musgrave & Musgrave, 1984). 특히 1997년의 IMF 외환위기와 2008년 미국발 금융위기에서 비롯된 세계 경제의 위기는 기존의 신자유주의에 입각한 작은 정부(small government)에서 큰 정부(big government)로의 경향성을 노정하고 있으며, 정부 재정정책의 필요성을 상대적으로 크게 부각시키고 있다. 세계 경제위기에 따른 경기침체에 대한 적극적 개입, 즉 재정의 경기조절적 역할에 대한 관심이 집중되고 있다.

재정정책은 정부의 재정을 경제안정을 위한 조정요인(balancing factor)으로서 이용하는 것을 의미하며 불황극복의 수단으로 등장하였다. 즉 수요가 공급을 초과하는 경우 다시 말하면 인플레이션의 경향이 있을 때에는 증세(增稅)와 재정지출의 삭감을 통하여 총수요를 감소시키고, 반대로 수요가 공급에 미달할 경우 즉 디플레이션과 과소 고용의 경우에는 감세(減稅)와 재정지출의 증가를 통하여 유효수요를 증대시키는 정책이다(김두희, 1982: 279-281; 우명동, 1997: 27-57). 이러한 재정정책의 등장은 고전파경제학을 비판하고 유효수요이론을 전개한 케인즈의 재정주의(fiscalism)와 연계되는데, 이는 정부가 재정을 통해 투자 및 소비를 증가시키는 것이다. 즉 재정주의란 총수요를 확대해서 불황, 실업을 극복하기 위해서는 총수요를 확대하는 정책이 필요한데, 화폐정책, 조세정책은 무력하기 때문에 주로 공채발행에 의한 재정정책에 의존하지 않으면 안 된다는 것이다(김시배, 1983: 229-233).

케인즈의 고용·이자 및 화폐의 일반이론(The General Theory of Employment, Interest and Money, 1935)은 대표적인 저서이다.

재정의 적극적 역할이란 늘어나는 재정수요에 대응하기 위하여 재정규모를 늘린다는 의미와 함께 거시경제정책으로서의 재정의 의미를 최대한 활용한다는 의미도 있다. 즉 재정의 경기조절 역할을 활성화시킨다는 것이다. 재정정책이 경기조절수단으로 작동한다는 것은 곧 재정정책이 경기의 변동성을 줄이는 역할을 담당한다는 것이다. 재정정책이 경기의 변동성을 줄이기 위해서는 경기가 하강국면에 접어들 때에는 재정정책이 확장되어야 하고, 경기가 상승국면에 있을 때는 재정정책이 긴축적이어야 한다(이삼호, 2006: 53).

지방재정정책과 경기변동 대응분석

｢지방정부연구｣ 제13권 제1호(2009 봄)

따라서 본 연구에서는 지방자치단체의 재정정책이 경기 변동에 어떤 변화를 나타내었는가를 분석하는데 연구의 목적이 있다. 즉 지방의 경기가 하강국면에 접어들 때 재정정책이 확장되었는지, 반대로 경기가 상승국면에 있을 재정정책이 긴축적이었는지를 IMF에서 개발한 재정팽창지수(fiscal impulse indicator: FI)를 중심으로 분석하고자 한다.

Ⅱ. 재정팽창지수의 이론적 분석

1. 재정팽창지수의 이론적 검토

일반적으로 경기가 불황일 때에는 악순환이 되풀이 되는데, 소비감소는 기업의 매출 축소 및 기업소득의 감소를 초래하고 기업 소득의 감소는 임금인하와 해고를 초래하며, 이것은 다시 실업증대와 소비감소를 유발하는 악순환이 되풀이 된다. 이러한 경기의 악순환에 대한 정부개입에 대해서는 크게 두 가지 입장이 대립적으로 존재한다. 하나는 자유주의자들의 입장으로 시장의 작용에 대한 국가의 개입은 유익하기보다는 오히려 해롭다고 보고 있으며, 민간기업 경제를 그냥 내버려 두었을 때 완전고용 수준을 유지한다는 것이다. 이에 반해 개혁주의자들은 국가의 재정금융정책을 통해 총수요를 조작(케인지언의 총수요관리정책)하여 완전고용을 유지시킬 것을 주장한다. 자유주의자로 대변되는 신고전학파는 경기대응적인 재정정책 변화는 장기적으로는 시장균형에 영향을 주지 못할 뿐 아니라 단기적으로도 케인즈학파가 주장하는 것보다 효과가 매우 적으므로 재정정책은 경제의 안정적 운영을 위한 정책도구로 적합하지 못하다는 것이다. 반면에 케인즈학파(Keynesian Paradigm)에 의하면 자유시장기구는 시장의 불완전성, 시장실패, 정보비대칭성과 외부성 등으로 불안정하게 된다. 이에 따라 가격조정이 신속하지 못하는 등 현실의 경제가 불안정하므로 정부개입을 통한 수량 조정으로 불균형을 시정할 수 있다는 것이다. 즉 정부지출의 증대나 조세감축은 총수요에 즉각적인 영향을 주어 승수효과를 통해서 소득증대를 가져온다는 것이며, 시기 적절한 재정규모 변동을 통한 단기적인 유효수요 조절기능의 중요성을 강조하고 있다(김성순, 1990: 7-19).

경기변동에 대한 정부 개입에 대해 자유주의자들이나 개혁주의자들의 입장이 상이하지만, 정부의 세입 및 세출은 경기변동과 무관하지 않다. 특히 정부의 세입은 경기변동과 밀접한 상관성을 지니고 있기 때문에 경기변동에 따른 재정정책의 변화 및 개입은 불가피한 측면이 있다. 따라서 정부의 재정정책이 경기순환에 경기동행적(pro-cyclical)이었는지 아니면 경기역행적(counter-cyclical)이었는지를 객관적으로 평가하는 것은 재정정책의 안정화 기능과 관련하여 매우 중요한 과제이다. 거시경제적 안정을 달성하기 위해서는 경기가 지나치게 확장 국면인 경우 재정정책은 긴축운용기조(contractionary stance)를 유지하여 경기의 지나친 과열이나 총수요 팽창을 억제해야 하며 반대로 경기가 하강 국면일 경우에는 확장적(expansionary)인 재정운용을 통해 총수요를 증가시키는 역할을 수행하는 것이 요청된다(한국조세연구원, 1995: 20). 즉 정부의 재정수지를 국민경제의 안정화요소(balancing factor)로 삼아 경기의 주기적 순환변동을 조정할 수 있다고 보는 것(우명동, 1997: 31-33)이 일반적이다.

재정수지는 재정의 수입과 지출과의 관계를 나타낸다. 일반적으로 재정은 수입 내에서 지출하는 균형적 구조를 갖고 있는 것이 일반적이지만 수입보다 지출이 많을 있고, 지출보다 수입이 많은 형태를 고려할 수 있다. 특히 정부의 수입은 경기상황과 매우 밀접한 관계를 가지고 있다. 경기가 좋아서 소득이 높아지면 소비가 활발해져서 정부의 수입은 증가하지만, 그 반대의 경우는 정부의 수입은 줄어든다. 또한 정부의 수입 증가는 재정지출의 확대를 통해 경기를 부양하는 효과를 지니고 있다. 따라서 재정수지는 단순히 수입과 지출과의 산식이 아니라 국민경제와 밀접한 상관성을 지니고 있다. 그러나 단순히 재정수지의 흑자폭이 커진다고 하여 재정정책이 확장적이라고 볼 수 없으며, 재정수지의 적자폭이 커진다고 하여 재정정책이 긴축적이라고 단정하기는 어렵다. 재정정책이 확장적이었는지, 긴축적이었는지를 확인하기 위해서는 이를 대변해 줄 수 있는 분석지표가 필요하다.

2008년에는 GDP 대비 △1.1%, 2009년에는 △2.4% 수준의 재정적자를 보일 것으로 추정되고 있다(기획재정부. (2009). ｢2009년 나라살림｣).

정부지출의 팽창에 대해서 보몰(W. Baumol)은 정부에서 제공하는 서비스의 상당부문이 비성장부문에 속하기 때문에 성장부문에 비해 재정지출은 증가한다고 주장하였으며(Baumol, 1967), 1%의 인구증가는 약 2%의 1인당 지출의 증가를 가져 온다는 연구(Bahl, Kim & Park, 1986) 등이 있다. 아울러 재정지출 팽창의 원인을 행정관료나 정치가들의 효용극대화에서 찾는 경우이다. 즉 관료들은 자신의 부서의 예산 극대화(budget maximization)를 추구하는데, 이 과정에서 관료들의 직접적인 고객은 시민이 아니라 예산결정자이다(Stiglitz, 1988: 205-206). 따라서 행정관료들의 효용극대화(신분상의 지위 영속화, 승진, 권력 등)에 따라 정부재정은 팽창된다는 것이다(Niskanen, 1971).

일반적으로 재정수지를 올바르게 취급하기 위해서는 정부활동의 본질을 파악할 필요가 있는데, 정부 활동을 소비로 보는 학설(정부의 경비를 비생산적이라고 주장)과 생산으로 보는 학설(정부의 경비를 생산적이라고 주장)이 대립되고 있다. 경비의 소비성을 주장한 대표적인 학자는 아담 스미스(Adam Smith)로 정부의 기능을 수행하는 사람들의 노동은 이윤을 가져오지 못하므로 비생산적이라는 것이다. 반면에 독일역사학파에 속하는 리스트(F. List), 바그너(A. Wagner), 슈타인(L. v. Stein) 등과 케인즈(Keynes) 등은 국가는 무형재를 생산하고 국가가 생산한 무형재는 사용가치를 갖고 있다는 것이다(김두희, 1980: 413-415).

이러한 정부의 재정정책을 설명하는 데 있어 매우 유용한 평가 수단은 재정수지라 할 수 있다. 즉 정부의 재정수지는 재정정책이 경기변동에 어떠한 영향을 미쳤는가를 살펴보는데 있어 중요한 변수이다. 김성순(1991)의 연구에 의하면 정부의 지출 중 투자지출은 민간경제활동을 부양하는 효과가 있는 반면에 소비지출은 민간경제활동을 구축(crowding out)하는 효과가 있음을 입증하였고, 박종구 외(1992)의 연구에서도 재정수지는 민간부문의 소비 및 투자행태에 매우 유의한 영향을 주는 것으로 분석되었다. 또한 우리나라 재정수지(특히 재정지출)가 고용 및 산출량에 미치는 영향을 분석한 연구결과(1970년~1994년)를 살펴보면 재정지출은 승수효과를 갖는 것으로 분석되었다(홍성인, 1996: 397-419). 아울러 GNP 대비 재정지출 비율을 사용하여 경제발전에 따라 국민소득 가운데 공공소비 지출이 차지하는 비율이 증대하고 이는 경제성장률보다 높다는 연구(Bird, 1971: 1-26; Premchand, 1983: 53-54), 안정적 사회에서는 재정지출과 GNP의 증가가 유사하지만 전쟁이나 경제적 공황과 같은 대규모의 사회적 변동이 발생되면 공공지출의 급격한 증가가 불가피하게 되고 이와 함께 국민도 종전에는 허용할 수 없다고 생각되었던 재원조달 방식을 용인하게 되며 사회적 변동이 종식된 후에도 인상된 과세수준을 그대로 받아들이게 됨으로써 공공지출은 위로 전위하게 되고 변동기에는 민간지출이 공공지출로 바뀌어 공공지출의 추세선은 위로 이동하게 되지만 사회적 변동이 끝난 후에도 공공지출은 그 이전의 수준으로 되돌아가지 않는다는 연구가 발표된 바가 있다(Peacock & Wiseman, 1961; 김의섭, 1996).

구축효과는 통화량 공급 증가를 수반하지 않는 정책수단에 의해 자금이 조달되어 정부지출이 이루어질 때 이것이 민간지출을 감소시켜 경제내의 총수요의 증가를 억제하는 효과를 의미한다(김동건, 1994: 489).

이러한 현상을 피코크(A. T. Peacock)와 와이즈맨(J. Wiseman)의 전위효과론(displacement effect)이라 한다.

그러나 재정수지는 경기 변동에 따른 자동적인 증감분과 정부의 재량적인 재정 운영 부분을 구분하지 않으므로 재량적인 재정정책의 기조를 명확히 나타내지 못하는 문제점이 있다. 이러한 문제점을 보완하기 위해 재량적인 재정 기조를 대표하는 지표로 개발된 것이 재정팽창지수(fiscal impulse indicator: FI)이다(Chand, 1993; Heller, Haas and Mansur, 1993). 재정팽창지수는 1980년 후반부터 미국, 독일, 이탈리아 등 일부 국가에서 활용되고 있다. 즉 재정팽창지수는 실제 재정수지에서 경기중립적 재정수지를 차감한 것을 의미한다. 즉 경기변동에 따른 자동적 세입, 세출 증감분을 제외할 때 순수한 정부 재정정책의 효과를 파악할 수 있기 때문이다(고영선, 2001; 이삼호, 2006; 윤영진, 2008: 71-73). 특히 조윤제·박종규(1994)의 연구에 의하면 IMF 기준 통합재정규모 증가율, 경상 GNP 대비 총재정수지차 비율, IMF 기준 통합재정수지 규모 증가율, 일반회계 규모 증가율, 총재정수지의 재정팽창지수, 총재정수지 규모 증가율, 경상 GNP 대비 통합재정수지차 비율 등의 재정지표와 경기변동과의 인과관계를 검증한 결과 IMF 기준 통합재정수지에 의한 재정팽창지수만이 가장 신뢰할만한 지표임을 실증하였다.

재정팽창지수는 재정정책의 변화가 재정수지를 통하여 총수요에 미치는 일차적인 영향을 하나의 숫자로 표현하는 지표이다. 이는 정부지출과 정부수입의 소득에 대한 탄력성이 1이라고 가정하고 정부지출을 경상가격 잠재 GNP에 비례적으로 늘려가는 한편 정부수입은 경상 GNP에 비례적으로 늘려가는 것이 경기중립적인 재정운용이라고 정의하고 그것을 실제의 재정수지와 비교함으로써 계산된다(조윤제·박종규, 1994: 35).

재정팽창지수는 재정수지의 실제변동분에서 재정의 자동안정화기능에 의한 자동증가분을 제외한 수지규모를 GNP 대비 비율로 표시한 것으로 실제 재정수지에서 경기중립적 재정수지를 차감한 것으로 측정된다. 자동안정화기능이란 새로운 정책의 시행이 없어도 경기변동을 자동적으로 조절해 주는 제도적 장치를 의미한다. 예컨대 경기가 상승하면 국민 소득수준이 높아지고 세원과 과세물건이 커지기 때문에 이에 따라 세수도 자동적으로 증가하며 특히 세제가 누진적인 경우 소득수준의 상승률보다 세수의 증가율이 더욱 커지며 지출면에 있어서는 실업자가 감소하여 실업수당 등 정부의 이전지출이 원천적으로 감소되므로 경기의 과열이 방지된다(김동건, 1994: 399-406). 또한 재정기조가 팽창적이라 하더라도 경기가 호황이면 세수가 증가하므로 재정수지는 흑자가 될 수 있고 반대로 재정기조가 긴축적이어도 재정수지는 적자가 될 수 있어서 실제의 재정수지의 움직임에 따라 재정기조를 판단한다면 재정기조를 잘못 평가할 수 있다. 이처럼 재정수지에는 재정기조의 변화에 따른 수지변동분(예를 들어 세제개편이나 세원의 확대 등)뿐만 아니라 경기변동과 반대의 방향으로 움직이는 자동안정화장치에 의한 수지변동분도 포함되므로 재정수지 가운데 재정정책의 변화로 인한 수지변동분을 따로 분리해 내지 않고는 재정기조를 적절히 판단할 수 없게 된다(조윤제·박종규, 1994: 33).

IMF가 개발한 재정팽창지수는 다음 식과 같이 정의된다(조윤제·박종규, 1994: 35-37; 한국조세연구원, 1995: 25-26; 박종구, 1996: 206-207; 이삼호, 2006: 59-61).

[eqn: FI`=`( TRIANGLE G _{t} `-`g _{0} ` TRIANGLE Y _{t} ^{p} )`-`( TRIANGLE T _{t} `-`t` _{0} TRIANGLE Y _{t} )]

단, [eqn: G _{t}] : t번째 회계연도에서의 총세출

[eqn: T _{t}] : t번째 회계연도에서의 총세입

[eqn: g _{0}] : 기준연도 정부세출의 GNP 비율,

[eqn: t _{0}] : 기준년도 정부세입의 GNP 비율,

[eqn: Y _{t} ^{p}] : t번째 회계연도의 잠재 GNP,

[eqn: Y _{t}] : t번째 회계연도의 실제 GNP

위와 같은 산식에 따라 계산된 재정팽창지수가 0이면 경기 중립적임을 나타내고, 양(+)이면 재정정책이 전년도에 비해 팽창적(expansionary)임을 나타내고, 음(-)이면 전년도에 비해 긴축적(contractionary)임을 나타낸다. 따라서 재정팽창지수는 재정수지상으로 나타난 정부의 재정기조가 보다 팽창적인 방향으로 움직이는가 아니면 보다 긴축적으로 움직이는가 하는 것과 그러한 정책기조 방향선호의 강도가 총수요의 크기와 비교해 볼 때 얼마가 되는가를 보여주는 지표이다. 이런 의미에서 재정팽창지수는 재정정책의 변화가 재정수지의 변화를 통하여 총수요에 대해 일차적으로 미치는 영향의 크기를 측정한다고 이해할 수 있다(조윤제·박종규, 1994: 37).

또한 재정팽창지수와 GNP gap과 비교하여 GNP gap과 재정팽창지수의 부호가 반대일 때의 재정운용을 경기역행적, 양자의 부호가 같을 때의 재정운용을 경기동행적이라고 할 수 있다. 즉 경기동행적이라는 의미는 재정운용이 경제의 안정화에 크게 기여하지 못함을 의미한다. 우리의 경우 1970년 이후부터 통합재정수지의 집계가 가능해졌는데, 재정팽창지수에 의하여 국가 재정운용이 경기동행적인가, 경기역행적인가를 살펴보면 대체적으로 경기동행적이었다. 즉 재정의 경기 조절기능이 미흡하였음을 제시하고 있다(김성순, 2001: 4; 조윤제․박종규, 1994, 박종구, 1994).

GNP gap은 [eqn: {대비연도`GNP``-`기준연도`GNP} over {기준연도`GNP}]로 측정되는데, 절대적 부호와 관계없이 GNP gap이 증가하고 있으면 경기가 상승국면에 있다고 보고, 감소하고 있으면 경기가 하강국면에 있다고 본다.

2. 연구설계

지방재정정책이 경기변동에 어떻게 대응하였는가를 실증분석을 위해 기본적으로 전제되어야 할 개념은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 국가재정의 팽창지수를 분석하는 것이 아니라 지방재정의 팽창지수를 분석하는 것이므로 정부지출 및 정부세입은 각각 지방자치단체의 지출 및 세입을 의미하는 것으로 전환하였으며, GNP의 개념은 지역총생산(GRDP)의 개념으로 전환하여 분석하였다. 또한 지역총생산(GRDP)의 개념은 재정수요를 추정함에 있어 대표적으로 사용되는 변수인데(최해범, 2003: 297-317), 여러 재정지표 가운데 재정수지와 가장 유의한 관계로 분석된 실증 연구가 존재한다(황성현, 1992). 세입 및 세출자료는 행정안전부의 각 연도별 지방재정연감을 활용하여 도출하였으며, 결산자료를 사용하였다. 결산자료를 사용한 것은 지역의 잠재 GRDP를 추정하여 분석할 경우 추정값의 비정확성이 분석결과를 왜곡할 가능성이 있기 때문에 실제 GRDP(통계청 자료 사용)를 사용하여 기준연도와 대비하여 분석하였다. 또한 지출규모는 일반회계와 특별회계를 모두 포함한 통합재정지표를 사용하였다. 분석시기는 1998년 지방자치단체장과 지방의회가 통합선거에 의해 실시된 시점, 즉 지방자치단체가 본격적으로 실시된 시점부터 2007년까지의 10개년 자료를 사용하였다. 아울러 기초자치단체의 경우에는 지역총생산의 지표가 산정되어 있지 않기 때문에 7개의 특광역시와 9개의 도를 분석대상으로 설정하였다.

둘째, 정부지출의 범위를 구분하여 분석할 것인가의 문제이다. 국민계정에서 정부총지출은 크게 정부소비지출, 정부투자지출(총고정자본형성), 정부이전지출 등으로 구분된다. 정부소비지출은 정부활동에 필요한 재화와 용역 구입에 소요된 비용을 의미하며, 정부투자지출은 정부의 자본재 구입과 투자 지출에 소요된 비용을 의미한다. 또한 정부이전지출은 보조금, 경상이전지출, 자본이전지출, 사회보장금 등으로 구성되는데, 정부가 직접적으로 자원을 활용하지 않고 사회계층간의 자원재배분에 소요되는 경비이다. 따라서 정부이전지출은 소득재분배적 목표를 지니고 있다. 결국 정부소비지출과 정부투자지출은 정부활동에 필요한 투입 및 자본재 구입에 소요되는 소모적 경비(exhaustive expenditure)인데 비해 정부이전지출은 자원재배분에만 영향을 미치는 비소모적 경비(non-exhaustive expenditure)라 할 수 있다. 이러한 구분 중에서 소모성 경비만을 정부지출로 인정하는 경우와 비소모성 경비까지도 정부총지출에 포함시켜야 한다는 논쟁이 대립되고 있다. 즉 정부소비지출과 정부투자지출은 정부가 직접적으로 자원을 소비하는 행위이므로 정부지출에 포함되지만, 정부이전지출은 사회계층간의 자원재배분에 관련된 것이므로 정부이전지출은 정부지출에 포함되어서는 안 되며 포함되면 정부총지출규모가 과대 팽창된다고 한다(Bird, 1971). 반면에 정부이전지출도 조세에 의해 충당되는 것이므로 정부총지출에 포함시켜야 한다는 것이다(Peacock & Wiseman, 1961). 따라서 본 연구에서는 국가의 재정지출에 대한 분석보다는 지방자치단체의 재정지출에 대한 분석을 시도하였기 때문에 정부이전지출도 포함시켜 분석하였다. 즉 지방자치단체의 경우 근본적으로 정부이전지출의 규모가 지방재정에 차지하는 비중이 크고 중앙의 정책적 의지(특히 사회복지와 관련된 이전지출)가 지방재정에 반영되는 비율이 많기 때문에 이전지출 규모도 포함시켜 분석하였다.

그러나 국민계정상의 정부지출 자료는 숨은 정부활동을 포함하고 있지 않기 때문에 정부의 국민경제에 대한 개입의 정도를 과소평가하게 된다(김의섭, 1997: 67-68).

셋째, 재정팽창지수를 계산함에 있어 연도별 자료를 활용할 것인가, 아니면 분기별 자료를 활용할 것인가의 문제이다. 기존의 연구(문형표, 1991; 고영선, 2001; 박형수, 2002)는 대부분 연도별 자료를 활용하고 있으나, 이삼호(2006)의 연구는 분기별 자료를 활용하였다. 연구의 목적이 경기 변동에 대한 재정정책의 효과성을 살펴보는 것이기 때문에 시기에 따라 재정정책의 경기 대응 정도가 달라질 수밖에 없으므로 분기별 자료를 활용하는 것이 더 바람직할 수 있다. 그러나 지역의 경우 관련된 분기별 자료가 아직 축적되어 있지 않기 때문에 연도별 자료를 활용하였다.

Ⅲ. 지방재정정책과 경기변동 대응분석

1. 지방재정규모의 분석

지방자치단체의 세입, 세출결산 증감률을 살펴보면 특광역시의 경우 10개 평균 세입 및 세출 증감률이 각각 7.05%와 7.88%로 나타나고 있어 세입결산보다는 세출결산이 상대적으로 높은 증가율을 보여주고 있다. 또한 도의 경우 10개년 평균 세입 및 세출 증감률이 각각 9.23%와 9.13%로 나타나고 있어 세출결산보다는 세입결산이 상대적으로 높은 증가율을 보여주고 있다. 전체적으로 특광역시보다는 도의 세입, 세출 증감률이 상대적으로 더 높은 것으로 분석되었다(표 1 참조).

<표 1> 지방자치단체의 세입, 세출결산 증감률

특별시 광역시	세입(98~07년) 증감	세출(98~07년) 증감	도	세입(98~07년) 증감	세출(98~07년) 증감
서울	7.56	7.17	경기	9.30	10.44
부산	7.02	7.65	강원	10.61	10.70
대구	3.74	4.67	충북	8.93	9.39
인천	9.31	9.62	충남	9.32	8.73
광주	4.15	6.29	전북	7.39	7.37
대전	8.44	8.39	전남	8.95	8.22
울산	9.14	11.40	경북	9.75	8.89
			경남	9.59	9.03
			제주	9.23	9.38
평균	7.05	7.88	평균	9.23	9.13

10개년 동안 16개 광역자치단체의 세입 및 세출결산의 증감률 분포를 연도별로 살펴보면 다음과 같다(표 2 참조).

첫째, 세입결산을 살펴보면 전체적으로 6~10% 증감률이 가장 많은 분포(28.1%)를 차지하고 있으며, 그 다음이 0~5%(25.6%)로서 전체 53.7%가 10% 내외의 증가율을 보여주고 있다. 또한 세출결산의 경우도 6~10% 증감률이 가장 많은 분포(29.4%)를 차지하고 있어 전체 58.2%가 10% 내외의 증가율을 보여주고 있다. 이러한 현상은 점증주의적이라 할 수 있는데, 베일리와 오코너(Bailey & O'connor, 1975: 62)는 10% 이내의 변화를 점증적이라고 보고 있으며, 윌다브스키(Wildavsky, 1984: 14)는 30%미만, 페노(Fenno)는 25% 미만을 점증적이라고 보고 있다. 따라서 광역자치단체의 대부분의 예산은 점증적이라 할 수 있다.

<표 2> 지방자치단체의 세입결산 증감률 분포

구분 연도		-20 ~ -16%	-15 ~ -11%	-10 ~ -6%	-5 ~ 0%	0 ~ 5%	6 ~ 10%	11 ~ 15%	16 ~ 20%	21 ~ 25%	26 ~ 30%	30% 이상
98	세입	1(6.25)		1(6.25)	5(31.25)	7(43.75)	2(12.50)
	세출				7(43.8)	6(37.5)	3(18.8)
99	세입				2(12.50)	9(56.25)	2(12.50)		2(12.50)		1(6.25)
	세출			1(6.3)	1(6.3)	10(62.5)	1(6.3)	1(6.3)	1(6.3)			1(6.3)
00	세입		1(6.25)				10(6.25)	4(25.0)	1(6.25)
	세출		1(6.3)		2(12.5)	6(37.5)	6(37.5)	1(6.3)
01	세입							4(25.0)	1(6.25)	8(50.0)	3(18.75)
	세출							3(18.8)	4(25.0)	6(37.5)	2(12.5)	1(6.3)
02	세입				1(6.25)		5(31.25)	2(12.5)	6(37.5)		1(6.25)	1(6.25)
	세출					8(50.0)	4(25.0)	4(25.0)
03	세입				1(6.25)	1(6.25)	7(43.75)	5(31.25)	1(6.25)		1(6.25)
	세출			2(12.5)			7(43.8)	3(18.8)	2(12.5)	1(6.3)		1(6.3)
04	세입		1(6.25)		2(12.5)	9(56.25)	3(18.75)	1(6.25)
	세출				1(6.3)	2(12.5)	7(43.8)	4(25.0)	2(12.5)
05	세입			2(12.5)	2(12.5)	7(43.75)	4(25.0)	1(6.25)
	세출			1(6.3)	2(12.5)	6(37.5)	4(25.0)	2(12.5)	1(6.3)
06	세입			1(6.25)	3(18.75)	5(31.25)	3(18.75)	2(12.5)	1(6.25)		1(6.25)
	세출			1(6.3)		3(18.8)	8(50.0)	2(12.5)	1(6.3)	1(6.3)
07	세입					3(18.75)	9(56.25)			4(25.0)
	세출					5(31.3)	7(43.8)	2(12.5)	1(6.3)	1(6.3)
계	세입	1(0.6)	2(1.3)	4(2.5)	16(10.0)	41(25.6)	45(28.1)	19(11.9)	12(7.5)	12(7.5)	7(4.4)	1(0.6)
	세출	0(0.0)	1(0.6)	5(3.1)	13(8.1)	46(28.8)	47(29.4)	22(13.8)	12(7.5)	9(5.6)	2(1.3)	3(1.9)

둘째, 1998년의 경우 16개 광역자치단체 중 7개 광역자치단체(43.75%)가 세입 및 세출결산이 감소하였다. 세입 및 세출결산이 증가된 자치단체도 9개 자치단체에 이르고 있으나, 타 연도에 비해 상대적으로 낮은 증가율을 보여주고 있다. 이는 1997년 IMF 외환위기에 따른 결과라 할 수 있다.

셋째, 2001년의 경우에는 16개 광역자치단체 모두 10% 이상의 세입 및 세출결산 증가율을 보여주고 있으며, 2002년에는 30% 이상 세입결산이 증가한 자치단체가 1개에 이르고 있고 세출결산이 30% 이상 증가한 자치단체는 1999년, 2001년, 2003년에 각각 1개씩 존재하고 있다. 반면에 2004~2006년까지의 세입결산은 상대적으로 낮은 증가율을 보여주고 있다.

2. 재정팽창지수 분석

재정팽창지수분석은 우선 지방자치단체의 재정정책이 경기중립적이었는지, 팽창적이었는지, 긴축적이었는지를 시기별로 분석하는 것이며, 다음으로 이러한 지방자치단체의 재정정책이 경기동행적이었는지, 경기역행적이었는지를 시기별로 분석하는 것이다.

1) 재정팽창지수 분석

16개 광역자치단체의 10개년간 재정팽창지수를 살펴보면 다음과 같다(표 3 참조).

<표 3> 지방자치단체의 재정팽창지수

특광역시	연도	서울	부산	대구	인천	광주	대전	울산			평균
	1998	0.06	-0.03	0.07	0.03	0.00	-0.03	0.17			0.040
	1999	-0.05	0.02	0.00	0.00	0.04	-0.07	0.06			-0.002
	2000	0.01	0.00	0.02	-0.06	0.00	0.00	0.04			0.001
	2001	-0.02	0.02	0.03	0.06	0.01	0.04	0.01			0.021
	2002	-0.11	-0.03	0.08	-0.11	-0.02	0.01	-0.05			-0.033
	2003	0.00	-0.03	-0.15	-0.02	0.07	0.02	-0.01			-0.015
	2004	0.11	0.07	0.05	0.06	0.08	0.04	0.06			0.066
	2005	0.05	0.07	0.05	0.06	0.01	0.01	-0.02			0.030
	2006	-0.01	0.06	0.06	0.13	0.09	0.01	0.00			0.047
	2007	-0.06	-0.06	-0.10	-0.10	-0.04	-0.02	-0.01			-0.057
	평균	0.00	0.01	0.01	0.01	0.02	0.00	0.01			0.009
도	연도	경기	강원	충북	충남	전북	전남	경북	경남	제주	평균
	1998	0.05	0.03	-0.01	-0.05	0.03	0.01	-0.09	-0.04	0.10	0.001
	1999	-0.02	-0.01	0.04	0.02	-0.02	-0.01	0.06	-0.02	0.00	0.004
	2000	0.01	0.04	-0.02	-0.02	-0.05	-0.07	-0.03	-0.03	-0.01	-0.023
	2001	-0.02	-0.09	0.01	0.02	0.03	0.00	-0.04	-0.04	0.00	-0.016
	2002	-0.07	-0.32	-0.11	-0.04	-0.06	-0.06	-0.11	-0.11	-0.02	-0.099
	2003	0.01	0.31	0.08	-0.04	0.04	0.08	0.04	-0.02	-0.01	0.054
	2004	0.15	0.10	0.00	-0.02	0.00	0.01	0.12	0.17	0.01	0.061
	2005	0.03	-0.01	0.08	0.09	-0.04	0.02	0.00	0.02	0.01	0.022
	2006	0.02	-0.18	-0.03	0.03	0.13	0.02	0.03	0.02	0.05	0.009
	2007	0.00	0.21	0.04	0.00	-0.02	-0.03	-0.01	0.02	-0.08	0.014
	평균	0.02	0.01	0.01	0.00	0.00	0.00	-0.01	0.00	0.00	0.003

첫째, 특광역시의 경우 1998년, 2000년, 2001년, 2004년, 2005년, 2006년에는 팽창적인데 비해 1999년, 2002년, 2003년, 2007년에는 긴축적이었다. 또한 특광역시의 경우 10개년 평균으로 볼 때 중립적이거나 팽창적이었음을 알 수 있으며, 서울의 경우 긴축적인 운영이 5년(1999, 2001, 2002, 2006, 2007년)으로 타 자치단체에 비해 긴축적인 재정운용이 상대적으로 많았다. 1997년 11월 IMF 외환위기 이후 1998년의 재정운용기조를 살펴보면 부산과 대전이 긴축적으로 재정을 운용하였으며, 광주는 경기 중립적, 나머지 특광역시는 팽창적인 재정운용을 도모하였다. 아울러 특광역시는 도에 비해 긴축적 재정운용의 횟수가 상대적으로 더 많았으나, 전체적으로 도에 비해 팽창적이었다.

외환위기 직후인 1998년을 제외하고는 1999년 이후 2002년까지 국가 재정정책은 긴축적으로 운영되었고, 외환위기 이후 4년 동안 평균 재정팽창지수는 -1.63으로 긴축적으로 운영되었다(조용수, 2003).

둘째, 도의 경우 2000~2002년까지 재정운용이 긴축적이었고, 나머지 해에는 대부분 팽창적이었다. 도의 경우 10개년 평균으로 볼 때 경기, 강원, 충북은 팽창적이었으며, 충남, 전북, 전남, 경남, 제주는 중립적, 경북은 긴축적이었다. 특히 경남의 경우 1998년부터 2003년까지 6개년 동안 긴축적인 재정운용을 도모하였으며, 강원, 충남, 전북 등은 5개년 동안 긴축적인 재정운용을 도모하였다. 1997년 11월 IMF 외환위기 이후 1998년의 재정운용기조를 살펴보면 충남북과 경남북이 긴축적으로 재정을 운용하였으며, 나머지 도는 팽창적으로 재정을 운용하였다.

셋째, 특광역시의 경우 2004년에는 모든 자치단체들이 팽창적인데 비해 2007년에는 모두 긴축적이었다. 특히 연도별로 살펴보면 2004년에 가장 팽창적이었으며, 2002년이 가장 긴축적인 해였음을 알 수 있다(그림 1 참조). 또한 도의 경우 2002년에 모든 자치단체들이 긴축적인 재정운용을 도모하였다. 또한 10개년 평균으로 특광역시에서는 광주광역시가, 그리고 도에서는 경기도가 상대적으로 타 자치단체에 비해 더 팽창적인 재정운용을 도모하였다.

<그림 1> 지방자치단체 유형별 10개년간 재정팽창지수의 변화추이

2) 재정팽창지수와 GRDP gap 분석

재정팽창지수와 GRDP gap과의 관계 분석을 통해 광역자치단체의 재정정책이 경기조절기능을 안정적으로 수행하였는가를 분석할 수 있다. 재정팽창지수와 GRDP gap과의 관계는 상호 부호가 다르면 바람직하다고 볼 수 있으며, 부호가 같으면 경기동행적, 부호가 다르면 경기역행적이다. 보다 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 시기별로 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계를 살펴보면 1998년, 2000년, 2002년, 2007년만 경기역행적이고, 1999년 2001년, 2003~2006년까지는 경기동행적이었다. 특히 1998년에는 외환위기 직후의 지방자치단체의 재정정책 변화라 할 수 있는데, 경기역행적이었으며 경기조절을 위한 지방자치단체의 안정화노력이 어느 정도 재정정책에 반영된 것을 알 수 있다. 그러나 2003년부터 4개년 동안 경기동행적인 것은 지방자치단체의 재정정책이 경기 안정화 역할에 미흡하였던 것으로 분석된다.

<그림 2> 시기별 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계

둘째, 자치단체별로 살펴보면 서울시의 경우 2000년, 2003~2005년에 재정팽창지수와 GRDP gap이 같은 부호를 나타내고 있어 경기동행적이었으나, 1998년, 1999년, 2001년, 2002년, 2006년, 2007년은 경기역행적이었다. 부산의 경우는 2002년, 2003년, 2007년의 경우에만 경기역행적이었으며, 대구의 경우에는 1998년, 2003년, 2007년의 경우에만 경기역행적이었다. 또한 인천의 경우는 1998년, 2000년, 2002년, 2003년, 2007년에, 광주의 경우는 1998년, 2002년, 2007년, 대전의 경우는 1999년, 2007년, 울산의 경우는 1998년, 2002년, 2003년, 2005년, 2007년에 경기역행적이었다. 특히 2007년의 경우에는 모든 특광역시가 경기역행적이어서 지방재정정책이 경기조절적 기능을 어느 정도 수행하고 있음을 알 수 있다. 아울러 부산, 광주, 대전의 경우는 1997년 IMF 외환위기 이후 1998년의 재정정책이 경기동행적이어서 지역경제 안정화에 기여하지 못한 것을 알 수 있다. 또한 10개년 7개 특광역시의 경기조절 기능을 살펴보면 경기역행적인 경우가 27개(38.6%), 경기동행적인 경우가 43개(61.4%)로 대체적으로 경기동행적이었다. 경기동행적이라는 의미는 광역지방자치단체의 재정정책이 경제안정화에 크게 기여하고 있지 못함을 의미한다(표 4 참조).

<표 4> 특광역시의 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계

연도	서울		부산		대구		인천		광주		대전		울산
	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI
1998	-0.04	0.06	-0.03	-0.03	-0.07	0.07	-0.10	0.03	-0.08	0.00	-0.02	-0.03	-0.05	0.17
1999	0.09	-0.05	0.08	0.02	0.09	0.00	0.05	0.00	0.08	0.04	0.06	-0.07	0.11	0.06
2000	0.11	0.01	0.06	0.00	0.08	0.02	0.09	-0.06	0.11	0.00	0.12	0.00	0.07	0.04
2001	0.08	-0.02	0.11	0.02	0.05	0.03	0.12	0.06	0.09	0.01	0.06	0.04	0.05	0.01
2002	0.12	-0.11	0.07	-0.03	0.08	0.08	0.14	-0.11	0.08	-0.02	0.11	0.01	0.11	-0.05
2003	0.04	0.00	0.07	-0.03	0.05	-0.15	0.03	-0.02	0.04	0.07	0.09	0.02	0.04	-0.01
2004	0.02	0.11	0.05	0.07	0.06	0.05	0.06	0.06	0.07	0.08	0.06	0.04	0.14	0.06
2005	0.03	0.05	0.03	0.07	0.03	0.05	0.03	0.06	0.08	0.01	0.00	0.01	0.03	-0.02
2006	0.04	-0.01	0.04	0.06	0.04	0.06	0.08	0.13	0.07	0.09	0.04	0.01	0.02	0.00
2007	0.08	-0.06	0.07	-0.06	0.06	-0.10	0.07	-0.10	0.05	-0.04	0.06	-0.02	0.12	-0.01

다음으로 도의 재정팽창지수와 GRDP gap과의 관계를 살펴보면 경기도의 경우는 98~99년, 01~02년, 강원도의 경우는 98~99년, 01~02년, 05~-06년, 충북의 경우는 2000년, 2002년, 2006년, 충남의 경우는 2000년, 2002~2004년, 전북의 경우는 1998~2000년, 2002년, 2005년, 2007년, 전남의 경우는 1998~2000년, 2002년, 2007년, 경북의 경우는 2000~2002년, 2006~2007년, 경남의 경우는 1999~2003년, 제주의 경우는 1998년, 2000년, 2002~2003년, 2007년에 경기역행적이었다. 또한 10개년 9개 도의 경기조절 기능을 살펴보면 경기역행적인 경우가 44개(48.9%), 경기동행적인 경우가 46개(51.1%)로 경기동행적인 경우가 다소 많았으나 특광역시에 비해 경기역행적인 경우가 상대적으로 많았다. 따라서 도의 경우는 특광역시에 비해 지방재정정책의 경기조절기능이 상대적으로 높았음을 알 수 있다. 아울러 충북, 충남, 경북, 경남의 경우는 1997년 IMF 외환위기 이후 1998년의 재정정책이 경기동행적이어서 지역경제 안정화에 기여하지 못한 것을 알 수 있다(표 5 참조).

<표 5> 도의 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계

	경기		강원		충북		충남		전북
	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI
1998	-0.02	0.05	-0.04	0.03	-0.03	-0.01	-0.02	-0.05	-0.07	0.03
1999	0.17	-0.02	0.06	-0.01	0.12	0.04	0.14	0.02	0.07	-0.02
2000	0.13	0.01	0.07	0.04	0.08	-0.02	0.12	-0.02	0.09	-0.05
2001	0.08	-0.02	0.04	-0.09	0.03	0.01	0.05	0.02	0.05	0.03
2002	0.10	-0.07	0.09	-0.32	0.07	-0.11	0.13	-0.04	0.06	-0.06
2003	0.07	0.01	0.11	0.31	0.07	0.08	0.13	-0.04	0.05	0.04
2004	0.10	0.15	0.05	0.10	0.10	0.00	0.11	-0.02	0.08	0.00
2005	0.05	0.03	0.03	-0.01	0.00	0.08	0.10	0.09	0.03	-0.04
2006	0.07	0.02	0.05	-0.18	0.08	-0.03	0.07	0.03	0.06	0.13
2007	0.04	0.00	0.07	0.21	0.04	0.04	0.07	0.00	0.06	-0.02
	전남		경북		경남		제주
	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI	GRDP gap	FI
1998	-0.03	0.01	-0.05	-0.09	-0.40	-0.04	-0.05	0.10
1999	0.03	-0.01	0.09	0.06	0.07	-0.02	0.06	0.00
2000	0.02	-0.07	0.11	-0.03	0.05	-0.03	0.08	-0.01
2001	0.05	0.00	0.06	-0.04	0.11	-0.04	0.06	0.00
2002	0.14	-0.06	0.08	-0.11	0.09	-0.11	0.13	-0.02
2003	0.08	0.08	0.13	0.04	0.07	-0.02	0.08	-0.01
2004	0.10	0.01	0.14	0.12	0.07	0.17	0.08	0.01
2005	0.07	0.02	0.02	0.00	0.04	0.02	0.04	0.01
2006	0.00	0.02	-0.01	0.03	0.06	0.02	-0.01	0.05
2007	0.05	-0.03	0.03	-0.01	0.09	0.02	0.07	-0.08

그러나 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계를 1998년부터 2007년까지 평균의 개념으로 살펴보면 모두 경기동행적이었음을 알 수 있다(그림 3, 4 참조).

<그림 3> 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계

주: 1998년~2007년까지의 평균값으로 구성

<그림 4> 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 전체적 분포

Ⅳ. 실증적 분석의 정책적 함의

재정지출의 효과에 대한 논의는 크게 재정정책의 유효성을 강조하는 학파와 그렇지 않은 학파로 구분된다. 재정정책의 유효성을 강조하는 케인즈학파는 정부지출의 증대나 조세감축은 총수요에 즉각적인 영향을 주어 승수효과를 통해서 소득증대를 가져온다는 것이며, 시기 적절한 재정규모 변동을 통한 단기적인 유효수요 조절기능의 중요성을 강조하고 있다. 반면에 신고전학파는 경기대응적인 재정정책 변화는 장기적으로는 시장균형에 영향을 주지 못할 뿐 아니라 단기적으로도 케인즈학파가 주장하는 것보다 효과가 매우 적으므로 재정정책은 경기의 안정적 운영을 위한 정책도구로 적합하지 못하다는 것이다(김성순, 1990: 7-19).

재정정책의 유효성에 대한 논쟁은 시대적 상황과 국가가 처한 현실에 따라 다양하게 검증되고 있다. 그러나 케인즈 경제이론이 나온 이후 재정은 전쟁 등의 비상시를 제외하고는 균형예산원칙을 지켜야 한다는 견해에서 탈피하여 불황시에는 적자재정을 실행해서 유효수요의 부족을 보전하지 않으면 안 된다는 견해가 널리 퍼지게 되었다. 특히 케인즈의 이론은 과거의 균형예산이라는 협소한 개념에서 탈피하여 국민경제의 균형이라는 폭넓은 개념으로 확대되었고, 개별주체적 입장에서의 건전재정원칙을 불균형예산원리에 입각한 적자재정으로 대체하였다(Dalton, 1954: 221).

재정정책은 경기후퇴의 상황에서 경제회복 및 경제안정화를 위한 유일한 대안이라고 해도 과언이 아니지만, 재정정책에 대한 부정적 견해가 있는 것 또한 사실이다. 즉 제대로 실행되는 재정정책 그 자체는 경기 안정화에 도움이 될 수도 있지만, 정부는 적절한 정책수단을 설계할 능력이나 이를 적기에 집행할 능력이 없다는 것이다(박종현, 2006: 288-291).

그러나 재정정책이 현실적으로 적지 않은 문제를 가지고 있는 것은 사실이지만, 그 자체가 재정정책의 무력성이나 유해성을 의미하는 것은 아니다. 재정정책에 오류가 있다고 해서 모든 형태의 재정정책이 잘못된 것이라고 단정하는 것 또한 문제이다. 재정정책은 경제성장 및 안정화 측면에서 매우 중요한 역할을 하고 있다는 것은 의심할 여지가 없다. 재정정책이 보다 실효성 있게 집행될 수만 있다면 국민경제 전반에 순기능을 발휘할 수 있다(Hemming, et al, 2002; Krugman, 2005; Solow, 2005).

블라인더(Blinder, 1998)는 세율 등 재정정책 관련 중 일부를 정치가가 아닌 비선출직 공무원에게 넘기거나 의회의 승인 없이 경제 상황에 대응해 세율을 소폭 조정할 권한을 갖는 독립적인 의결기구가 있다면, 재정정책의 시차를 줄이고 정치적 압력도 차단할 수 있다는 것이다.

본 연구에서도 이러한 인식하에 지방재정정책이 경기변동에 어떻게 대응해 왔는가를 분석하는데 초점을 맞추었고, 그 분석기법으로 IMF에서 제시한 재정팽창지수를 사용하였다. 분석결과 전반적인 정책적 함의점은 다음과 같이 서술할 수 있다.

첫째, 대부분의 광역자치단체들이 점증적인 예산운영 형태를 취하고 있으나, 전체의 15% 정도는 점감적인 예산운용 형태를 취하고 있다. 또한 2002년과 2007년은 긴축적인 재정운용 형태를 취하고 있으나, 나머지 대부분은 팽창적인 재정운용 형태를 취하고 있다. 따라서 광역자치단체의 10개년간의 재정운영 형태는 다소 팽창적인 운용을 한 것으로 분석된다.

둘째, 시기별로 지방자치단체 GRDP gap과 재정팽창지수와의 관계를 살펴보면 1998년, 2000년, 2002년, 2007년만 경기역행적이고, 1999년 2001년, 2003~2006년까지는 경기동행적이었다. 특히 1998년에는 외환위기 직후의 지방자치단체의 재정정책 변화라 할 수 있는데, 경기역행적이었으며 경기조절을 위한 지방자치단체의 안정화노력이 어느 정도 재정정책에 반영된 것을 알 수 있다. 그러나 2003년부터 4개년 동안 경기동행적인 것은 지방자치단체의 재정정책이 안정화 역할에 미흡하였던 것으로 분석된다. 또한 10개년 7개 특광역시의 경기조절 기능을 살펴보면 대체적으로 경기동행적이었으며, 도의 경기조절 기능을 살펴보면 경기동행적인 경우가 다소 많았으나 특광역시에 비해 경기역행적인 경우가 상대적으로 많았다. 따라서 도의 경우는 특광역시에 비해 지방재정정책의 경기조절기능이 상대적으로 높았음을 알 수 있다. 경기동행적이라는 의미는 광역지방자치단체의 재정정책이 경제안정화에 크게 기여하고 있지 못함을 의미한다. 결국 광역자치단체의 재정정책은 애초의 의도와는 달리 경기역행적이기보다는 경기동행적(pro-cyclical)이라는 것이다.

결국 지방의 재정정책이 유효성을 인정받기 위해서는 경기역행적일 필요가 있는데, 대부분의 자치단체의 경우 경기동행적인 기능을 수행함으로써 지방 재정정책의 경기안정화 기능은 미흡하다고 할 수 있다. 이러한 현상은 재정이 집행되기까지의 시차에서 비롯될 수 있다. 즉 재정정책을 수립하고, 정책에 상응한 예산으로 전환하여 확정, 집행되기까지 시차적 오류가 발생함으로써 나타나는 것이다(Stiglitz, 1988: 681-682). 불황기에 경기진작을 목표로 실시된 재정정책이 실제로 효과를 발휘하게 되는 것은 경기가 이미 회복된 시점에서 나타날 수 있다는 것이며, 이는 다시 경기과열을 초래할 수 있다는 점이다.

지방재정정책의 방향은 1년 단위의 예산을 편성할 때 어느 정도 결정된다고 볼 수 있으나, 지역의 경기변동은 지방자치단체의 예산주기와 일치하지 않는다. 지역의 경기변동과 지방재정정책과의 유기적 관계를 파악하고 대처하기 위해서는 분기별 재정지표를 활용할 필요가 있다(Auerbach, 2002). 현재 지역의 경우 분기별 재정자료가 축적되지 못한 상태이므로 지방재정정책의 분기별 대응능력을 강화하기 위한 제도적 조치가 절대적으로 필요하다. 또한 분기별 대응능력을 강화하기 위해서는 예산집행의 정기배정 이외에 조기배정, 당겨배정 등의 신축적 방안을 지방재정정책과 연계할 수 있는 체계적 노력이 필요하다.

셋째, 재정정책의 실효성을 극대화하기 위해서는 경기변동에 대한 미래지향적 예측과 즉각적인 대응 전략이 필요한데, 경기변동에 대한 예측을 둘러싼 불확실성은 재정정책 관련 의사결정의 어려움을 증폭시키고 이 과정에서 재정정책이 의도한 목표를 달성하지 못할 가능성이 커진다. 따라서 경기변동에 대한 대응성을 확보하기 위해서는 기초 자료의 축적과 경기변동에 대한 의사결정이 유기적으로 연계될 수 있는 제도적 방안이 모색되어야 한다.

넷째, 재정팽창지수는 개념상 어느 시점에서 재정정책의 변화가 있었다면 재정팽창지수는 그 시점과 그것이 어떤 방향의 것이며 얼마만큼의 강도를 가지는 것인지를 효과적으로 도출할 수 있고, 재정기조를 경제모형에 의하지 않고 객관적으로 살펴볼 수 있는 장점이 있지만 복잡한 재정운용을 하나의 지수로 평가하는 것은 한계가 있다(조윤제·박종규, 1994: 37). 그러나 지방 재정기능의 하나로 강조되는 경기안정화 기능이 실제 어떻게 변화되어 왔는가를 객관적으로 검증할 수 있는 장치라는 점에서 지속적인 연구와 관심이 필요하다. 특히 월별, 분기별 자료의 정확한 수집과 관리는 지방재정정책의 거시적 변화를 유도해 낼 수 있는 기초가 될 것이며, 지방 재정정책의 시차변동에 대한 연구와 실질적 경기변동 관리에 매우 유용할 것이다.

다섯째, 지방재정은 의존적이다. 국세와 지방세의 비율이 2007년말 기준으로 78.8 : 24.6으로 국세의 비중이 절대적으로 높고(통계청 홈페이지 자료), 2008년 기준으로 재정자립도가 전국 평균 53.9%(특별시 85.7%, 광역시 60.5%, 도 34.8%), 교부세를 포함한 재정자주도가 특별시 92.0%, 광역시 73.8%, 도 50.7%인 수준으로 자주성이 낮은 편이다(행정안전부 홈페이지 재정고 참조). 따라서 지방재정의 의존성으로 인해 국가재정과 밀접한 관련성을 지닐 수밖에 없기 때문에 의존재원의 재정정책적 방향을 합리적으로 설정하는 것이 필요하다. 특히 통합재정수지의 분류체계가 명확할 필요가 있는데, 세입측면에서 일반회계 및 특별회계 세입, 공채발행 규모 및 상환규모, 기금의 조성 및 운용규모, 조세감면과 같은 조세지출예산, 법인에 대한 출자·출연 규모 등이 세입 측면에서 고려되어야 하며, 세출측면에서는 의무적 지출경비, 법률적 또는 정책적 지출의무화 경비 이외에 자치단체의 재량적 재정지출경비에 대한 고려가 필요하다. 블라인더(Blinder, 1998)의 주장처럼 지방 재정정책에 대한 독립적 의사결정기구를 구성하는 방안은 재정정책의 시차와 정치적 예산 배분의 오류를 극복할 수 있는 방안 중의 하나일 것이다.

그러나 우리나라를 비롯한 대부분의 지방재정구조는 근본적으로 경기조절 목적으로 설정되어 있지 않으며, 경기조절은 중앙정부의 기능에 속한다는 점이다. 특히 지방세입구조가 상대적으로 경기에 비탄력적인 재산과세인 점과 중요한 경기조절 수단인 지방채 발행이 중앙정부에 의하여 엄격히 통제되어 있는 상황에서 경기조절기능을 분석하는 자체에 한계가 있다. 또한 자치단체는 지방세 수입의 급격한 감소 속에서 중앙정부의 재정이전(국고보조금 중심)을 통해 재정정책적 기능을 부분적으로, 수동적으로 수행하고 있는 정도이며, 지방채의 추가적으로 발행 등 경기대응적인 자체적 재정정책을 수행하고 있다고 보기 어렵다(익명의 심사위원 지적사항). 그러나 지방재정의 세출구조가 지역주민 및 지역경제에 미치는 영향과 무관하다는 것도 일반화될 수 없는 상황에서 본 연구의 한계이기는 하지만 지방재정의 경기변동과의 연계성을 살펴보고 지방재정의 경기조절기능의 미흡성을 분석하였다는 점과 중앙재정과의 연계성을 고려해야 한다는데 연구의 의의를 두고 있다.

Ⅴ. 결  론

재정의 적극적 역할이 강조되고 있다는 점은 경기변동에 대한 정부의 조절기능을 강화하려는 움직임과 관련이 있다. 경기과열에 대해서는 재정정책이 긴축적으로 운영됨으로써 경기진정의 효과가 있어야 하며, 경기침체에 대해서는 재정정책이 확장적으로 운영됨으로써 경기부양의 효과가 있어야 한다. 그러나 재정정책은 경기변동의 지나친 흔들림을 완화시켜 안정화시켜 주는 역할을 수행할 때 그 타당성을 인정받을 수 있다.

재정정책의 경기안정화 기능에 대한 기존의 연구들은 대부분이 국가 재정을 분석단위로 하였고, 지방재정정책의 안정화 기능에 대한 연구는 전무하였다. 이러한 상황에 본 연구는 지방자치단체의 재정정책이 경기변동에 어느 정도 조절적 기능을 수행하였는가를 분석하는데 연구의 초점을 두었다. 분석기법을 IMF에서 제시한 재정팽창지수를 중심으로 분석한 결과 지방재정정책은 경기조절적 기능보다는 경기동행적 기능을 수행하였음을 알 수 있는데, 이는 지방재정정책의 경기안정화 기능이 미흡함을 의미하는 것이다. 특히 지방재정은 의존적 성격을 지니고 있으므로 의존재원에 대한 재정정책적 변화를 고려하여 중앙재정과 지방재정이 유기적으로 연계될 필요가 있다.

참 고 문 헌

고영선. (2001). 구조적 재정지수의 추정. ｢KDI 정책연구｣, 23(1): 71-147. 한국개발연구원.

김동건. (1994). ｢현대재정학(개정판)｣. 서울: 박영사

김두희. (1980). 국민소득에 있어서의 재정수지. ｢경제논집｣, 19(4): 411-426. 서울대학교경제연구소

김두희. (1982). 재정수지의 경제적 효과. ｢경제논집｣, 21(3): 279-300. 서울대학교경제연구소.

김성순. (1990). ｢우리나라에 있어서 재정정책의 유효성과 동태적 구축효과에 관한 연구｣. 박사학위논문 서울대학교

김성순. (1991). 일반균형모형을 이용한 재정지출의 경제적 효과분석. ｢재정논집｣, 5: 25-39. 한국재정·공공경제학회.

김성순. (2001). 재정적자의 파급효과와 지속가능성. ｢재정논집｣, 15(2): 3-31. 한국재정학회.

김시배. (1983). J. M. Keynes의 재정주의에 관한 연구. ｢동국대학교 경주대학 논문집｣, 2: 229-244.

김의섭. (1996). 한국의 재정지출팽창과 전위효과 가설. ｢재정논집｣, 11(2): 105-128. 한국재정학회.

김의섭. (1997). 정부지출의 측정 기준에 관한 논쟁: 한국재정지출의 명목규모와 실질규모를 중심으로. ｢재정논집｣, 12(2): 65-88. 한국재정학회.

김태일. (2000). 우리나라와 OECD 국가의 공무원 규모 비교분석. ｢한국행정학보｣, 34(1): 117-135.

문형표. (1991). 구조적 재정수지분석에 의한 재정운영의 평가. ｢한국개발연구｣. 13(3): 31-53. 한국개발연구원.

박종구. (1992). 지방세출구조의 조정방향. 송대회·노기성(편). ｢지방자치실시에 따른 중앙·지방재정기능의 재정립｣. 서울: 한국개발연구원.

박종구. (1996). 재정팽창지수 측정과 재정정책의 과제. ｢재정논집｣, 10: 205-223. 한국재정·공공경제학회.

박종현. (2006). 경기안정화정책의 주요 쟁점: 재정정책을 중심으로. ｢한국경제학보｣. 13(2): 267-301. 연세대학교 경제연구소.

박형수. (2002). 경기변동과 재저수지의 관계로 본 우리나라 재정정책. ｢재정포럼｣, 10: 39-60.

우명동. (1997). 상이한 재정분석틀에 대한 비교연구. ｢재정논집｣, 12(1): 27-57. 한국재정학회.

윤영진. (2008). ｢새재무행정학｣. 서울: 대영문화사

이만우. (1985). ｢후생경제학｣. 서울: 법문사

이삼호. (2006). 재정정책의 경기 대응에 대한 평가. ｢한국개발연구｣, 28(2): 52-96. 한국개발연구원.

조용수. (2003). ｢재정정책의 거시경제적 효과｣. 서울: LG경제연구원.

조윤제·박종규. (1994). 개방경제하의 재정정책: 거시경제조정 역할 제고를 위한 방안. ｢개방화·국제화에 따른 재정·금융정책의 방향｣, KTI 개원2주년 기념심포지움 제1주제 발표. 27-81

최해범. (2003). 경남지역의 재정수요추정에 관한 연구. ｢경영경제연구｣, 20: 297-317. 창원대학교.

하연섭. (2002). ｢재정학의 기초(제2판)｣. 서울: 다산출판사

한국조세연구원. (1995). ｢재정정책의 경기조정 기능｣

홍성인. (1996). 재정지출이 고용 및 산출량에 미치는 영향. ｢사회과학논총｣, (1): 397-419. 강남대학교 창간호

황성현. (1992). ｢재정정책의 거시경제적 효과에 관한 실증적 연구(Ⅰ)｣. 서울: 한국개발연구원.

Auerbach, Alan. J. (2002). Is There a Role for Discretionary Fiscal Policy. NBER Working Paper 9306.

Bahl, R. W., Kim, C. K. and Park, C. K. (1986). Public Finance During Korean Modernization Process. Boston: Harvard University Press.

Bailey, John J. and O'connor, J. (1975). Operationalizing Incrementalism: Measuring the Muddles. Public Administration Review. 35(1): 57-78

Bird, R. M. (1971). Wagner's Law of Expanding State Activity. Public Finance, 26: 1-26.

Chand, S. K. (1993). Fiscal Impulse Measures and Their Impact. In M. I. Blejer and A. Cheasty(eds.). How to Measure the Fiscal Deficit. Washington, D.C.: IMF.

Dalton, Hugh. (1954). Principles of Public Finance. 4th ed. London: Routledge and Kegan Paul.

Fenno, Richard F., Jr. (1966). The Power of the Purse: Appropriations Politics in Congress. Boston: Little, Brown & Co.

Haveman, Robert H. (1970). The Economics of the Public Sector. New York: John Wiley & Sons.

Heller, P. S., Haas, R. D. and Mansur, A. (1993). A Review of the Fiscal Impulse Measure. IMF Occasional Paper, 44, Washington, D.C.: IMF.

Hemming, R., Kell, M. and Mahfouz, S. (2002). The Effectiveness of Fiscal Policy in Stimulating Economic Activity: A Review of the Literature. IMF Working Paper, 02/208.

Krugman, P. (2005). Is Fiscal Policy Poised for a Comeback? Oxford Review of Economic Policy, 21(4): 515-523.

Musgrave, R. A. and Musgrave, P. B. (1984). Public Finance in Theory and Practice. New York: McGraw-Hill.

Niskanen, William A., Jr. (1971). Bureaucracy and Representative Government. Chicago: Aldine-Atherton.

Peacock, A. T. and Wiseman, J. (1961). The Growth of Public Expenditure in the United Kingdom. Princeton, NJ.: Princeton University Press.

Peirce, W. S. (1981). Bureaucratic Failure and Public Expenditure. American Express.

Premchand, A. (1983). Government Budgeting and Expenditure Control. Washington, D. C. : IMF.

Solow, R. (2005). Rethinking Fiscal Policy. Oxford Review of Economic Policy, 21(4): 509-514.

Stiglitz, Joseph E. (1988). Economics of the Public Sector. 2nd ed. New York: W. W. Norton & Company, Inc.

Wildavsky, Aaron. (1984). The Politics of the Budgetary Process. 4th ed. Boston: Little, Brown & Co.

Williamson, O. E. (1971). Managerial Discretion, Organization Form, and the Multi-division Hypothesis. In R. Marris and A. Wood (eds.). The Corporate Economy. London: Macmillan.

원구환(元求桓): 연세대학교에서 행정학 박사학위를 취득하고(논문: 지방정부 기업적 활동의 효율적 경영관리모형에 관한 연구, 1995), 현재 한남대학교 행정학과 부교수로 재직하고 있다. 주요 관심분야는 공기업, 재정관리, 정책평가 등이며, 주요 저서 및 발표논문으로는 지방행정론(공저: 개정판, 2006), 지방정부 생산성 측정의 이론과 실제(공저, 2003), 지방공기업의 생산성 분석(2007), 지방공기업 내부지배구조로서의 이사회 구성과 재무성과간의 상관성 분석(2008), 지방자치단체 행정기능별 인력규모 분석(2008, 공저), Correlation of R&D Investment and Financial Ratios of Government - Invested Enterprises(2006), Electric Power Industry Restructuring and ROE: The Case of Korea Electric Power Corporation(2007; SSCI) 등이 있다. 현재 한국국정관리학회 연구이사 및 한국지방공기업학회 총무기획이사로 활동 중이다.

<E-mail: wgh9191@hnu.kr / 논문접수일 2009. 4. 22 / 심사개시일 2009. 4. 24 / 심사완료일 2009. 5. 4>