복지와 경제성장간의 실증적 분석*

｢지방정부연구｣ 제15권 제3호(2011 가을) : 161～183

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* 이 논문은 2011년도 충주대학교 교내학술연구비의 지원을 받아 수행한 연구임.

: 잠재성장모형을 중심으로

An Empirical Analysis of Welfare and Economic Growth

: Using Latent Growth Model

박 경 돈

본 연구는 글로벌 재정위기로 인한 복지지출 및 사회투자의 감소경향과 함께 복지국가화와 복지지출에 대한 회의가 나타나고 있는 가운데, 인구고령화의 현상 속에서 복지지출이 경제성장에 순기능적인 지의 여부를 종합적으로 분석하고 우리나라의 복지지출수준에 대한 시사점을 얻고자 수행되었다.

회귀분석 편향에서 벗어나 최초로 잠재성장모형(Latent Growth Model)을 이용하여 복지성장이 경제성장에 미치는 영향력을 32개 OECD 국가를 대상으로 분석하였다. 복지, 국민부담, 사회투자, 형평성, 정치선진성 등 7개의 지표를 이용하여 분석한 결과, 정치변수와 사회복지제도의 관대함 지수는 경제성장에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 이 결과는 선진국을 분리한 다중집단 잠재성장모형 분석에서도 한국이 속한 집단군에서 동일하게 입증되었다. 따라서 OECD국가의 평균수준까지 우리나라의 복지지출을 증가시켜도 경제성장에 긍정적으로 기여할 것으로 사료된다.

주제어 : 복지국가, 잠재성장모형, 사회복지제도의 관대함 지수

I. 복지성장과 복지국가의 위기

글로벌 재정위기로부터 출발하는 복지국가화에 대한 세계 각국의 우려가 복지 지출을 감소하려는 경향으로 나타나고 있다. 역사적으로 중요한 사회적 산물로 거론되는 복지국가(Leibfied & Mau, 2008)의 위기가 두드러지고 있는 것이다. 1950년대 인플레이션과 성장의 둔화, 1970~80년대 정부의 과부하와 정부관료제의 비능률, 1990년대 불평등과 사회적 불안정을 거쳐(Esping-

Andersen, 1999) 2000∼2010년대 다양한 욕구의 분출과 재정위기 때문에 복지지출 및 사회투자의 감소가 나타나면서 복지의 지속가능성에 대한 회의(Leibfied & Mau, 2008)가 언급되기 시작했다. 이런 회의감은 복지지출이 애초 의도했던 성과를 달성하지 못하면서 재정위기가 복지지출과 관련성이 높은 것처럼 여기는 데 있다. 최근 영국은 복지프로그램의 지출수준을 2015년까지 GDP 대비 10% 이상 줄이는 것을 골자로 하는 정부계획을 발표하는 등 복지지출의 삭감을 통해 재정악화를 해결하는 방안이 모색되고 있다(동아일보, 2011.01.15; YTN, 2011.03.27).

이런 가운데 복지국가의 위기현상은 정치적 가치의 지향과 반드시 순기능적인 관계에 있지 않다는 관점이 등장하였다. 복지국가화 현상이 민주주의의 당연한 산물로 보지 않는 시각이 있으며, 더 나아가 서구적 민주주의가 복지발전에 순기능적이지만은 않다는 주장도 제기된다(Offe, 1987). 복지국가의 발전과정에서 살펴보면 민주적 정치권과는 성격이 다른 사회적 시민권이 한 국가 내에서 저절로 보장되지는 않는다. 따라서 국가성장에 따른 자원배분과 재분배라는 복지지출은 사회적 정의와 평등의 고양이라는 관점에서 더 중요한 의미를 지니지만(윤상우, 2010), 정치적 이념과 괴리된 복지의 재분배 현상도 목도되고 있는 것이다.

다른 측면에서 복지국가 내 위기현상이 인구구조의 변화상과 생산성 저하간의 관계를 중심으로 논의된다(장인성, 2010). 고령화가 잠재 성장률로 표현되는 국가의 생산성을 저해한다는 연구 등(황혜신 외, 2009)은 고령화 또는 초고령화 시대로 진입해가는 현재, 복지규모의 확대가 경제에 미치는 영향을 무시할 수 없는 처지가 되었다. 동시에 다문화사회로 이행함에 따라서 복지지출이 과연 국가의 생산성이나 경제발전에 선순환적인 영향을 미칠지에 대한 논의가 분분하다.

복지와 경제성장간의 실증적 분석

｢지방정부연구｣ 제15권 제3호(2011 가을)

이념적으로도 복지국가 내에서 지향하지 못했던 능률성을 추구하는 정향이 강하게 대두하여 복지 효율화와 복지축소가 논의되고 있다. 신보수주의의 득세와 세계화, 자유화, 민영화 등 글로벌 동향인 자본주의 시장원리의 강화가 강력하게 등장하고 있는 가운데, 복지부문을 포함한 모든 사회분야까지 규제를 지양하고 민간섹터의 능률성과 효과성을 위한 경쟁을 지향하고 있다(조성한 외, 2007).

우리나라의 경우, 복지지출이 증가하고 있지만 공공부조인 기초생활보장을 제외하고 복지전달체계가 정부부문 내에 존재하지 않아 서비스 전달 상의 비효율성이 지적되고 있는 가운데(최호진 외, 2008), 복지공무원의 확충계획이 등장하였다. 한국정부는 국내 빈곤문제의 극복을 위해 경제정책적인 측면을 강조하면서 복지문제의 근간인 빈곤문제를 상대적으로 경제성장으로 해결해온 측면이 있다(옥동석, 2008). 그렇기 때문에 최근 경제성장과 국제시장의 불확실성 때문에 복지국가화로의 과정 시 감수해야 하는 재정적 또는 국민적 부담을 우려하는 목소리가 커지고 있다. 복지와 성장간의 관계를 제대로 고찰하지 않은 채 선순환관계(양재진, 2005)를 벗어난 역진적인 관계가 형성될 것이라는 우려도 크다. 이처럼 복지국가화 현상에 대한 부정적인 시각과 흐름 속에서 복지규모나 지출의 확대지향이 국내 경제성장을 잠식하지 않는다는 답변과 확신이 불명확하다. 따라서 경제성장과 복지지출이 상생할 있는지에 대해 보다 체계적인 연구가 필요하다. 복지국가는 생성되면서 태생적으로 위기를 맞이할 것이라는 예측(Esping-Andersen, 1999) 속에, 우리나라의 복지국가화 경향을 가속화해야 하는지에 대한 분석이 필요한 것이다.

본 연구의 목적은 복지지출을 확대하는 것이 경제발전에 긍정적인 변화를 수반할 것인지를 규명하기 위해 복지제도 확충이 경제성장에 미치는 효과를 실증적으로 검토하여 우리나라에의 시사점을 도출하고자 한다. 이런 쟁점에 대해 답을 하고자 선진국을 중심으로 복지와 경제와의 상호관계에 대한 종합적인 모형을 구성하고, 새로운 접근법으로 분석하였다. 연구결과의 정확성과 타당성 고양을 위하여 기존연구의 회귀 일변도식 접근법에서 벗어나 최초로 잠재성장모형(Latent Growth Curve Model)을 이용하고자 한다. 횡단보다 종단적인 패턴변화의 관점에서 OECD 선진국을 중심으로 한 계량모형을 구성하고 복지지출과 경제성장에 대한 분석과 비교를 통해 장래 우리나라 복지지출의 방향성을 모색하였다.

Ⅱ. 복지와 경제성장의 관계에 대한 문헌연구

1. 복지지출과 경제성장의 연구 분석

복지지출과 경제성장의 관계에 대한 연구는 긍정론과 부정론을 강조하는 확정적 결과에 기반을 둔 초기 연구와 불확정론으로 대표되는 후기 연구로 구분된다.

1) 경제성장과 복지지출 긍정론

복지와 경제성장 간 관계가 선순환적인지 부정적인지에 대한 다양한 시각과 논의가 존재하고 많은 연구가 이루어졌다(Daly & Cobb, 1990; Hamilton, 1998; Jackson & Marks, 1994; Lawn & Sanders, 1997; Stockhammer, Hochreiter, Obermayr et al., 1997). 경제성장과 복지지출간의 관계는 이론적으로 긍정론이 우세하다(Brooks, 2007; Castles & Dowrick, 1990; McCallum & Blais, 1987). 인적투자를 통한 인적자원개발(Mares, 2007)은 노동공급 증가에 기여하고, 육아의 부담을 덜어서 여성취업에 일조하며, 공교육의 생산성이 증가되고(Alam, Sultana, & Butt, 2010) 국가의 저렴한 복지생산과 비용절감, 위기사전예방 및 취약성 방어와 불평등 감소, 사회통합(Furniss & Tilton, 1977)에 도움이 된다고 한다.

복지가 확대됨으로써 나타나는 근로자의 일할 의욕 감소, 저축성향과 저축규모의 저하, 음성적인 거래시장의 확대 등 부정적 현상(Murray, 1984)을 실증적으로 검증한 연구(Landau, 1985)도 있다. 하지만, 경제발전은 정치나 이데올로기적 발전보다는 복지제도의 성숙과 인구고령화와 함께 복지국가의 발전을 성취하는 요인이라고 한다(Wilensky, 2002).

경제성장과 복지지출간의 영향관계를 직접적인 경제발전의 이익보다는 경제발전을 저해하는 요인의 제거라는 측면에서 편익을 논의하는 관점이 있다. Dolgoff(1999)는 저소득가정은 사회에 고가의 비용을 야기하고 있어 이에 대한 지출이 더욱 경제성장에 도움이 된다고 한다. 또한, 복지지출은 산업사회에서의 경제와 사회 간 균형 유지 및 자본력강화와 사회저항 감소를 가져오면서 사회문제를 줄이는 효과가 있어 경제적 발전에 유익하다고 한다.

복지지출은 다양한 경로를 통해서 경제성장에 영향을 준다고 한다(Jones, 1990). 복지수혜자가 고등교육을 받고 고용된 후 고임금을 받아서 정부의 조세증가에 이바지하는 측면에서(Wolfe, 2002) 복지지출이 경제에 기여하는 긍정론을 설명한다. 복지지출이 낳은 실업자의 고용장려는 세금, 저축, 투자의 증가를 수반하여 생산성을 높인다고 한다(Ploug, 2005).

복지지출의 긍정론에 대한 연구를 전반적으로 정리하면, 다수 학자들은 경제성장이 곧 복지지출의 증가를 설명하는 대리변수로 제시하고 있다(Hicks, 1940; Pigou, 1962; Ravallion, 2001). Samuelson 외(1978)와 Kaosaard(2000)는 복지규모 증가에 대한 긍정적 영향으로 경제성장을 강조하고 있다. 복지가 경제성장에 미치는 부정적인 영향력이 선진 경제국가에만 통용된다는 주장(Barkley & Seckler, 1972; Daly, 2000; Hamilton, 1998; Zolotas, 1981)에 근거해, 개발도상국을 따로 분리해 연구를 진행하기도 한다(Clarke & Islam, 2005). 특히 경제성장은 특별한 분야를 정책적으로 지향하는 경향이 있어(Warr, 2001), 빈민 등이 혜택을 보는 것은 경제성장을 위해 당연하다고(Fields, 1995) 여긴다.

2) 경제성장과 복지지출 부정론

복지지출의 경제성장에 대한 부정적인 연구는 복지국가위기론과 일맥상통한다. 복지를 확대시키는 문제가 경제성장을 잠식한다는 견해이다(Daly & Cobb, 1990). 노동계층의 정치성, 복지성장으로 인한 생산성 약화와 업무에 대한 부정적 인센티브(Ljungqvist & Sargent, 1995), 저축 및 투자 감소, 복지프로그램 의존성 심화와 자립재활방해 등의 실증적인 연구는 복지지출이 경제성장에 해악이 된다고 본다(Folster & Henrekson, 2001; Jones, 1990; Persson & Tabellini, 1994; Weede, 1991).

경제성장이 복지개선에 영향을 주지만 어떤 일정지점을 넘어서면 정부는 복지지출을 줄이게 된다(Hicks, 1940; Max-Neef, 1991; Ng & Ng, 2001; Pigou, 1962). 과도한 복지지출은 근로를 장려하려는 동기유발이 감소되고 경제성장에 역행하는 상황이 되면(Lindbeck et al, 1993) 정부는 복지수준을 줄인다. 빈곤층의 감소 효과라는 관점에서 복지프로그램의 증가는 이전의 비중이 과도거나 복지와 빈곤의 함정을 형성하거나(Kenworthy, 1999: 1119) 경제를 약화시키기 때문에 빈곤을 실효적으로 감소시키지 못하고 있다고 한다. 따라서 복지성장은 복지수혜자가 수동적인 행태를 지니도록 하여 복지에 종속적인 경제주체로 변화시켜 경제성장에 부정적인 영향을 미치거나 적어도 일정 시점 이후에는 부정적으로 변한다는 견해로 요약된다.

3) 경제성장과 복지지출의 불확정론

경제성장과 복지지출간의 관계가 불명확하다는 결론을 내린 연구(김태성, 1998; Hansson & Henrekson, 1994; Landau, 1985)는 실증적인 모형을 이용하여 복지와 경제성장간의 관계가 없다고 분석하였다. 경제성장의 증가가 복지의 변화에 제대로 반영되어 있는지의 여부에 확정적이지 않다(Brekke, 1997). 복지의 직·간접적인 영향은 경제성장에 즉각적으로 반영되지 않거나(Ploug, 2005), 복지와 경제간의 관계가 실증적으로 드러나지 않는다. 또한 경제성장이 복지에 대한 영향을 총량적으로만 보았기 때문에 질적 측면을 포함한 연구, 즉 행복감 등과 같은 정신적 상황을 지표로 나타내는 연구(Ng & Ng, 2001)도 등장하지만, 여전히 연구결과의 신뢰가 낮다.

Daly & Cobb(1990)는 복지의 확대가 경제성장의 자동적인 산물로 나타난다는 결과에 대해 의문시한다. Clarke & Islam(2005)은 분야별로 경제성장의 효과가 한정적으로 나타난다는 결과에 대해서도 부정적이다. Lichter & Jayakody(2002)는 빈민층에 대한 복지지출의 구제효과를 긍정적으로 보면서도 사회로의 복귀와 기여에 대해서는 부정적이기 때문에 복지지출이 과도하다고 본다. 복지와 경제성장간의 관계가 불명확한 가운데, 사회복지의 지출이 아니라 사회투자가 경제와 관계가 있다는 연구가 등장했다(Atkinson, 1995). 따라서 개발복지(developmental welfare)의 주창자는 복지에 대한 직접적인 지출보다 인적자원개발, 고용과 창업, 사회적 자본형성, 노동의 인적자산개발, 경제적 참여기회의 장애요인제거 등에 투자할 것을 역설하고 있다(Midgley & Tang, 2001).

복지확대와 경제성장간의 실증적 효과에 대한 실증적 분석문헌은 긍정적인 효과(Alam et al, 2010; Costa & Steckel, 1997; Jin-Ding, 2009; Jones, 1990)와 확정적이지 않은 효과(채구묵·김철주, 2008; 김태성, 1998; Firebauch & Beck, 1994; McDonald & Miller, 2009)가 대다수를 이룬다(<표 1> 참조).

<표 1> 경제-복지의 관계 문헌비교
효과구분	저자	이용자료	방법론 및 변수	결과
긍정적 효과	Jin-Ding (2009)	기간: 1991-2006	종속변수: 대만 GNP 장애인 복지지출과 비교	긍정적 효과 - 지방정부의 재정력이 증가가 장애인 복지지출의 증가에 영향
	Costa & Steckel, (1997)	기간: 1800-1970	미국내 건강통계자료와 GDP	긍정적 효과 - 인간개발, 질병, 건강지수와 복지지출의 긍정적 관계
	Jones(1990)	기간: 1964-1984	종속변수: 경제성장율 주요 독립변수: 인구대비총지출과 인구대비 정책별 사회복지지출액	긍정적 효과 - 경제성장에 중요역할; 분야별(교육, 소방, 복지, 보건 등)로 차이
	Alam et al(2010)	기간: 1975-1985	종속변수: 인구비례 GDP 증가율	긍정적 효과 -아시아국가의 보건, 복지, 교육지출의 경제성장에 긍정적
부정적 효과	Kim(2009)		종속변수: 복지의 관대함 지수(welfare generosity)	부정적 효과 - 소득불균형, GDP, 실업의 복지관대함에 부정적 영향
	Persson & Tabellini (1994)	기간: 1850-1870과 1970-1985	종속변수: 인구당 GDP 성장률(2LS)	부정적 효과: 소득, 젊은 세대 기술 및 교육이 경제성장에 부정적
	이명진· 양재진(2011)	기간: 2000-2007	종속변수: 국가경쟁력 지수	부정적 효과 - 사회지출, 사회지출 중 공적자금 비중이 국가경쟁력을 약화시킴
통계적 불확정적 효과	Firebauch & Beck (1994)	기간: 1965-1986	종속변수: 빈곤해결(식량소비, 유아생존, 평균생존연령) (2LS)	불확정적 효과 - 제3세계국가의 인적자원투자는 불확정적; GNP의 복지영향은 긍정적
	McDonald & Miller (2009)	기간: 1992-2006 수집: 미국내	미국의 국가와 주의 GDP와 GDPI	불확정적 효과 - 복지지출의 경제성장효과 불확실 단기적 부정적 효과와 장기적 긍정적 효과 - 복지지출의 단기 투자감소 및 구축효과와 장기 견인효과
	채구묵·김철주(2008)	기간: 1985-2000 (3시기)	종속변수: 상중하 소득재분배 수준과 경제성장률 변화	불확정적 - 경제의 복지에 대한 효과; 부분 긍정적 - 복지의 경제에 대한 효과
	김태성(1998)	기간: 1970-1990 (3시기)	종속변수: 사회복지 제도점수와 경제성장률	불확정적 - 상호통계적으로 무의미한 결과

2. 문헌분석의 함의

1) 문헌검토와 연구모형에의 시사점

기존 연구의 특징적인 측면을 살펴보면, 대부분의 문헌연구에서 GDP와 수정된 GDP를 종속변수로 이용하는 회귀모형을 구성하였다. GDP변수 사용의 유용성에 대한 일각의 비판에도 불구하고(Neumayer, 1999), Nordhaus & Tobin(1973)은 미국의 GDP를 다양하게 수정하여 경제성장이 복지향상에 긍정적이라는 계량모형에 입각한 경험적 결과를 제시했다. Huber & Stephens(1993)도 GDP 대비 이전사회보장, 총 사회보장수혜액, 총 재정의 세 가지 변수를 종속변수로 삼아서 분석하였다. 따라서 GDP 변수는 경제와 복지간의 영향력을 드러내는 필수적인 변수로 본 연구의 이용변수로 삼았다.

둘째, 대다수 기존연구는 개별적인 복지지표를 이용하였지만, 본 연구는 총합적이고 종합적인 복지의 제도적 수준을 분석변수로 모형화하였다. 복지발전이나 지출증대와 관련된 변수는 지수를 구성하는 방안이 필요하다. 복지의 세부분야별 재원총량뿐만 아니라 복지제도 형성을 위한 노력을 모두 포괄하는 종합지표를 “복지수준의 관대함”(welfare generosity index)으로 구성하고 이의 발전 경로를 살펴보는 것이 바람직할 것이다.

셋째, 기간과 대상국가의 문제가 확연한 기존 연구와 달리 본 연구에서는 구조방정식을 활용한 종단적 분석을 하였다. 과거의 연구는 자료확보 등의 문제로 장기간에 걸친 종단적 연구는 드물고 비슷한 시기나 특정시기를 하나의 시기로 간주한 횡단적 연구모형(채구묵·김철주, 2008; Persson & Tabellini, 1994)을 이용한 실증연구가 압도적이다. 따라서 더욱 장기적인 종단적 연구나 특정시기를 하나로 묶지 않고 잠재적인 변화양상과 그 이유를 분석하는 연구가 필요하다. 분석의 주된 기법으로 대부분 연구문헌에서 회귀분석기법이 사용되는데, 이를 탈피하여 국가수준비교와 국가의 내생적인 경로를 담을 수 있는 다른 기법을 이용하여 분석할 필요가 있다. 많은 연구(Huber & Stephens, 1993)에서는 관계변화의 동태성을 담아내지 못하고 정태적이고 횡단적인 연구에 치중하고 있다. 따라서 본 연구는 장기적 시계 하에 국가별 발전경로와 발전수준이 다른 점을 모형화하여 복지국가의 발전양태가 다른지의 여부를 분석하였다.

넷째, 사회복지와 경제성장간의 관계에 대해 긍정·부정의 어떤 견해를 취하더라도 선진국과 기타 국가의 변화를 달리 분석할 필요가 있다. 특히 선진국이라도 복지수준이 차별적인 상황을 모형화하여 변화양상을 분석한다면 우리나라의 복지모형형성에 중요한 시사점이 도출될 것이다. 선진국과 후진국의 사회적 지출구성의 차이 때문에 선진국만을 별도로 연구한 연구처럼(Henrekson, 2001), 한국의 복지모형은 G20 회원국으로써 복지선진국을 향해 나아가고 있으므로 후진국의 발전경로를 조사하기보다는 선진국의 발전경로를 분석하여야 시사점을 얻을 수 있다.

마지막으로 이용변수의 수준을 살펴보면, 지엽적인 영역이나 특정분야의 지출을 이용변수로 설정하고(Alam et al, 2010; Costa & Steckel, 1997; Jin-Ding, 2009), 이를 통계적으로 검증하였기에 보다 포괄적인 모형이 요구된다. 따라서 본 연구는 아래와 같은 다양한 복지국가의 여건을 고려하여 이를 변수화하였다.

2) 복지규모와 경제 이외의 요인간의 관계

직접적인 복지지출 이외의 경제성장에 영향을 미치는 요인으로 거론되는 변수가 첫째, 사회투자비이다. 이런 접근법은 “제3의 길”(Giddens, 1998)에 나타나듯이 “사회투자국가(social investment state)"를 우선적으로 거론한다. 복지지출과 경제성장의 긍정론과 부정론의 어떤 견해를 갖더라도 정부의 총 복지지출액을 종속변수로 삼는 것은 너무 광범위하다는 비판과 사회보장정책의 이전액 만을 결과변수로 여기는 것은 너무 좁게 측정한 것이라는 비판이다(Clayton & Pontusson, 1998). 국내 총생산액 대비 복지의 규모보다는 복지지출의 경로를 중시하는 연구가 필요하다는 것이다. 즉, GDP와 관련된 총량적 금액비중을 변화시켜 변수를 구성하려는 노력은 사회복지의 다양한 투자지출액에 영향을 주고, 이 사회투자비가 복지발전에 다시 영향을 주었다는 모형을 설정하고 이를 측정하고자 하였다.

둘째, 본 연구는 정치적 요인을 포함하였다. Phongpaichit & Piriyarangsan(1996)은 태국의 복지성장에 대한 분석에서 정치의 민주화를 변수로 이용하였고, 정치와 복지간의 관계가 부정적임을 밝혔다. 복지국가의 노력을 측정한 후 국가 간 비교를 한 연구(welfare state efforts; Huber & Stephens, 1993: 711)에서도 중요 변수로써 경제와 정치적 요인을 이용하였는데, 그 이유는 복지지출에 대한 경제이해세력의 정책영향력(Brooks & Manza, 2007)과 정치적 주창자의 중요성(Myles & Quadagno, 2002) 때문이다. 복지에 대한 국가의 영향을 설명할 때도 관료제, 정당 등의 계층 내 정치적인 권력자원 요인을 중요변수로 이용하였다(Huber & Stephens, 1993). Pierson(2002: 372)은 선진복지국가의 정치적 성숙 하에서의 복지재편을 논의하면서 경로의존성, 기존 결정에 의존함으로써 나타나는 제도적인 고착현상(institutional stickiness)을 언급하면서 복지국가의 형성과 개혁에서의 정치적인 결정, 압력, 고착의 중요함을 역설하였다. 따라서 본 연구도 정치적 변수를 경제성장의 요인에 대한 설명변수로 모형화화였다.

셋째, 정부와 국민의 부담에 대한 여건이 본 연구에서 변수화되었다. 세계화의 물결에도 불구하고 조세부담이 기대만큼 감소되지 않았다는 연구(Steinmo, 2002)도 있지만 후진국의 경우 국민 부담이 적거나 정부가 견인하는 국가의 형태로 운영되어 국민 부담이나 정부 부담이 중요한 인자가 아닐 수 있는 반면, 선진국으로 갈수록 국민부담, 정부부담에 덧붙여 조세(Agell et al, 2004)도 경제성장과 복지지출의 중요인자가 된다. 우리나라의 사회복지지출을 설명하면서 민간과 정부의 부담을 나누어 고찰할 경우에는 민간부담의 비중이 높다(박능후·최현수·이승경, 2000)고 한다. 세계화의 물결 때문에 가장 문제시 되는 영역이 조세기반의 감소이며(Garrett & Lange, 1995; Scharpf, 2000), 따라서 조세 부담이 복지지출에 미치는 영향을 고려해야 한다.

넷째, 경제성장과 복지지출의 영향을 다루는 마지막 요인으로 기타 요인, 즉 지역적 또는 사회적 형평성을 하나의 변수로 포함했다. 계층별 빈곤비중의 변화나 지역적인 불평등의 완화는 경제성장과 복지지출의 증가간 관계를 높이는 변수이다(Brooks & Manza, 2006; 2007). Bonoli

(2005: 433)는 “새로운 사회적 위기”(new social risks)요인을 거론하면서 가정과 일의 조화, 단독가구, 병약자, 신구 기술의 문제에 덧붙여 불충분한 사회보장프로그램을 위기의 일종으로 분류하였다. 저자는 사회보장프로그램의 약화를 거론하면서 이 문제가 새롭게 창출된 특징을 가짐과 동시에 특히 일정한 그룹에게 반복되는데, 젊은 세대, 아동이 있는 가정, 직업여성에게 집중된다고 한다. 복지제도 발전이 경제성장의 직접적인 작용이 아니라고 한다면 환경과 관련된 제반 쟁점인 불평등, 환경적 낙후성과 지속성의 문제도 함께 고려해야 한다(Daly & Cobb, 1990). 복지국가의 개혁을 고찰하면서 선진자본주의 국가에서 실업, 고용과 소득의 안정성이 축소됐는데, 복지국가의 복원력(resilience of the warfare states)을 논의하면서도 이런 경향을 무시했다는 의견이 있다(Clayton & Pontusson, 1998: 71).

앞선 요약의 결과는 더욱 복합적이고 종합적인 변수를 구성하여 검증할 필요가 있다는 것이다. 기존의 모형구성인 GDP 중심의 단편적이며 복지지출 일부분을 대상으로 한 모형 구성(Alam et al, 2010)에서 벗어나 사회복지와 경제성장간 모형 구성 시 보다 종합적인 요인을 고려한 동태적인 측정이 필요하다. 따라서 기존 연구와는 달리 복지성장에 중요한 요인인 사회투자비, 정치적 요인, 민간과 정부의 부담, 형평성을 모두 포함한 포괄적인 모형을 선진국을 대상으로 구성하여 측정하는 방법을 택하고자 한다. 본 연구에서는 사회투자비, 정치적 요인, 정부와 국민의 부담, 지역적 또는 사회적 형평성 변수를 포함한다.

Ⅲ. 연구방법론

1. 연구분석 모형

잠재성장모형(Latent Growth Model)은 상수항(intercept)과 기울기항(slope)으로 구분되는 잠재요인을 가지고 있다 하여 2요인분석이라고도 불린다. 잠재성장모형의 중요특징은 어떤 관찰대상이 상이한 시점에 어떻게 성장해 왔는지에 대한 경로를 분석하는 방법론에 있다. 현재와 같은 유형의 잠재성장곡선 분석은 Meredith & Tisak(1984)에 의해 개발되었으며, 구조방정식의 측정요인과 구조요인으로 구분하여 분석대상의 측정벡터를 구하는 모형이다.

측정모형: 분석대상의 측정 벡터(vector) = 상수항 벡터 + 요인부하량 × 잠재변수점수(A) + 잔차변인벡터

구조모형: 잠재변수 점수(A) = 잠재변수의 평균벡터 × 잔차벡터

잠재성장모형의 방법론상 장점은 첫째, 경제성장의 기울기 요인과 상수항 요인에 대한 원인변수의 영향이 다르다는 전제하에 동적인 분석을 할 수 있다는 점이다(Curran, 2006). 시간의 경과에 따라 변화되는 부문 및 경과로 표현되는 기울기항과 최초 시작점 또는 반응수준으로 표시되는 상수항 요인(Brozis et al, 2008)으로 분리하여 각각의 잠재요인에 대한 개별 변수들의 영향력을 고찰할 수 있는 장점이 있다.

둘째, 잠재성장모형은 횡단적인 자료를 이용한 분석만이 가능했던 기존의 구조방정식 모형을 확장하여 종단적인 자료를 이용한 분석이 가능해져 대상의 발전궤적을 분석할 수 있다는 이점이 있다. 개별 단위의 발전에 따른 성장패턴이 다르다고 가정하므로(Willoughby et al, 2007). 집단비교도 쉽다(Willett & Sayer, 1996).

<그림 1> 연구모형

셋째, 구조방정식인 잠재성장모형을 활용한 분석은 다중회귀식에서 경제성장에 영향 있는 변수의 직접적인 또는 간접적인 효과를 분리하여 고찰할 수 있고(김계수, 2004: 55), 시간에 따라 변화하지 않는 독립변수(time-invariant predictors)가 성장잠재력인 기울기와 상수로 표현된 매개요인을 통해 경제성장에 미치는 변화양상을 제대로 파악할 수 있게 한다. 경제성장 지표를 매개변수로 하여 성장의 패턴을 살펴볼 수 있고, 동시에 관찰변수가 이런 성장패턴에 미치는 영향을 분석할 수 있는 모형이다.

아울러 연구대상의 변화에 영향을 미치는 변수의 특징을 포괄하여 분석할 수 있으며, 결측치(missing data)가 있는 자료를 이용할 때도 유용하고(Brozis et al, 2008), 선형적인 성장과 비선형적인 성장(Browne, 1993) 모두에 다 적용 가능한 모형이다(Meredith & Tisak, 1990).

위에서 제시한 바와 같이 경제와 복지와의 관계에 대한 기존 문헌연구의 한계를 수정하기 위한 새로운 연구모형을 구성하였다. 즉, 경제성장과 복지지출간의 국가별 내생적인 발전양상을 밝히는 분석틀이 구성되었다(연구분석틀 참조). 관찰변수인 독립변수와 성장잠재력에 영향을 미치는 요인, 종속변수 간의 관계를 잠재성장모형으로 구성하고 도식화하였다(<그림 1> 참조). 종속변수에 대한 독립변수의 영향력을 분석하고자 구조방정식 모형(Structural Equation Model)을 활용하되, 경로를 중시하여 잠재적인 성장가능성을 분석한다. 본 모형은 국가별로 내생적인 발전경로가 있다는 이론과 경험, 그리고 분류된 복지국가화의 유형이 잘 변화되지 않는다는 함의를 담아내는 모형으로 경제와 복지성장간의 연구에서 최초로 구조방정식 모형의 일종인 ‘잠재성장모형(Latent Growth Curve Model)'을 구성하였다.

2. 분석방법론

1) 이용자료

본 연구의 이용자료는 OECD 선진국을 중심으로 한 국가 수준의 자료이며, 2003, 2005, 2007년의 3개년도 자료를 이용하여 분석하였다. 분석모형에 이용된 국가는 OECD에 가입된 선진국으로 구성되었다. 이들 국가 중 터키(Turkey)와 룩셈부르크(Luxembourg)는 자료수집한계 때문에 분석에서 제외되어 총 32개 국가의 해당 자료를 이용하였다.

2) 이용변수

이용변수는 GDP의 변화율(2003, 2005, 2007년도 기준; 3개년도), 2003년부터 2007년까지의 GDP 대비 평균사회보장지출액비율, 사회복지제도의 관대함지수(Welfare Institution Generosity Index), 평균국민부담률, 평균정부교육비지출비율, 인간개발지수(Human Development Index), 평균실업률, 평균정치지수의 8가지이다. 잠재요인변수에 성장잠재력, 관측변수(measurement variables)인 독립변수는 복지지표, 부담지표, 사회투자지표, 형평성지표, 정치지표로 구분하여 이론적 논의에서 중요시된 변수를 모두 이용하여 포괄적으로 모형을 구성하였으며, 각 영역에서 1∼2개의 대표적인 지표를 설정하여 분석에 이용하였다.

<표 2> 연구분석 변수

변수유형 (N=32)	영역 구분	변수명		평균통계량
종속변수	경제 지표	경제성장증가율(2000~2003)	GDP03rate	0.087
		경제성장증가율(2003~2005)	GDP05rate	0.127
		경제성장증가율(2005~2007)	GDP07rate	0.169
잠재요인 변수 (construct)	성장잠재력 요인	기울기	SLOPE	-
		상수	ICEPT	-
독립변수 (7개)	복지 지표	평균사회보장지출액 비율	averSOCpct	19.687
		사회복지제도의 관대함 지수 (Welfare Institution Generosity Index)	aveINS	0.685
	부담 지표	평균 국민부담률	aveBurdn	0.443
	사회투자 지표	평균정부교육비지출 비율	aveEdupct	5.266
		인간개발지수 평균 (Human Development Index)	aveHDI	0.843
	형평성 지표	평균 실업률	aveUnemp	6.688
	정치 지표	평균 정치지수	avePOL	1.133

종속변수로는 경제성장증가율과 잠재변수가 이용되었다. 경제성장증가율은 OECD 국가 중 분석대상 국가의 2002∼2003, 2004∼2005, 2006∼2007년 사이의 GDP 증가율을 이용하였다.

독립변수인 원인변수는 5개 영역에 총 7개의 변수를 이용하였다. 첫째, 복지지표로는 평균사회보장지출액비율과 사회복지제도의 관대함지수(Welfare Institution Generosity Index)를 구성하였다. 평균사회보장지출액비율은 OECD Revenue Statistics에서 총조세 중 정부의 사회복지지출비중을 2003, 2005, 2007년의 3개 년도를 평균하였다. 복지지표 내 또 다른 변수인 사회복지제도의 관대함 지수는 “전세계의 사회보장프로그램(social security programs throughout the world)”의 자료를 이용하여 연도별 점수를 표준점수(Z-score)로 변환한 후 전세계 국가의 관대함 지수를 구성하였다. 이 때 기존 연구(김태성, 1998)에서처럼 복지제도를 구성하는 하위 영역에 대해 본 연구자가 임의적인 비중을 부여하지 않았다. 비중부여가 주관적이고 임의적일 경우에는 국가의 제도점수도 임의적인 결과를 초래하게 되므로, 주성분 요인분석(Stata 9.0 이용; principle factor analysis)을 한 후 해당 요인점수(factor weights)를 가중치로 이용하여 각 3개 연도의 지수를 구성, 이를 100점 만점의 포괄적인 복합지표를 구성하였다.

<표 3> 복지보장 프로그램

복지프로그램영역	분석이용 요인
(1) 사회보장프로그램의 유형 (변수 6개)	노인/장애인 보험, 의료보험, 질병보험, 상해보험, 실업보험, 가족수당
(2) 퇴직소득을 위한 성문법적인 연금제도(변수 4개)	균등소득의 연금제, 노동수입기반연금제, 자산조사기준연금제, 보편적인 균등소득연금제
(3) 사회보장프로그램의 각 당사자 기여율비중(변수 2개)	사회보험가입자부담비중, 총사회보장프로그램의 고용주 부담비중

그 결과, 최대의 제도적인 관대함이 있는 나라에 100%(점)을 부여할 때, OECD 국가의 평균제도 점수는 68.54점으로 비교적 높은 수준의 제도적 관대함을 보이고 있다. 특히 제일 낮은 지수점수가 칠레 45점으로 50점 이하를 작은 점수를 기록하고 있지만, 대부분은 50점 이상으로 복지제도가 관대한 나라로 분석되었다. 복지제도의 관대함이 반드시 복지지출의 확대를 의미하지 않을 수 있기 때문에 제도변수를 포함하였다.

둘째, 부담지표인 평균국민부담률은 OECD Revenue Statistics에서 한 국가의 GDP 중에서 정부의 총조세세입(total tax revenues)이 차지하는 비중과 사회보장기여금(social security contributions)의 비중의 합으로 구성되었다. 이 둘을 합한 국민부담(financial burden)비중은 32개국 평균 44.31%이다.

셋째, 사회투자지표로는 평균정부교육비지출비율, 인간개발지수(Human Development Index)가 이용되었다. 사회투자국가의 지표는 UN(http://hdr.undp.org)으로부터 자료를 추출하였다. 인간개발지수(Human Development Index; HDI)는 UNDESA(2009), Barro & Lee(2010), UNESCO Institute for Statistics(2010), World Bank (2010) 와 IMF(2010), World Bank (2010)의 자료를 이용한 지표로써 한 국가 내에서의 인간개발을 위한 노력의 총합으로 표현된다. 인간개발지수에는 평균정부교육비지출비율, 즉 GDP 대비 국가의 교육비 지출비중이 비율로 표시되는데, 이는 국가의 인적자본에 대한 투자를 의미한다. OECD국가의 평균적인 인간개발 투자비율은 84.31점으로 매우 높은 편이다.

넷째, 비형평성(inequality)은 실업율을 대체하여 이용되므로(Galbraith, Conceicao, & Ferreira, 1999), 본 연구의 형평성 지표로 선진국 32개국의 3개년도 평균실업률을 추출하여 분석변수로 이용하였으며, 평균실업률은 6.69%이다.

마지막으로 정치지표는 Freedom House에서 발간하는 7점 척도(최고 권리 고양 1점∼ 최저 7점)로 구성된 정치권리(Political Rights)와 시민자유권리(Civil Liberties)의 원 자료를 이용하여 해당 3개년도의 점수를 합친 후 평균점수를 구성하고, 해당 분석기간 동안의 독립변수로 이용하였다. OECD 국가의 대부분이 1점인 완전자유국가에 속하며 평균정치자유점수가 1.13점으로 거의 1점에 근접하여 예상대로 매우 높은 수준이다. OECD 국가 중 정치적으로 완전한 자유가 아닌 국가는 11개이며, 이들 국가의 평균 정치자유점수는 1.39점이다.

3) 분석방법 및 도구

OECD 해당 자료의 분석은 복지나 기타제도가 경제발전에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 각 원인변수의 영향력을 검증하는 방법으로 구조방정식 기법의 하나인 잠재성장 분석(Latent Growth Curve Analysis)을 활용하였다. 분석 통계패키지는 AMOS18을 사용하였으며, 구체적인 검증방법으로 최대우도확률법(maximum likelihood estimation)을 이용하였다.

Ⅳ. 분석결과

1. 모형의 적합도

모형내 제약으로 인한 추정결과의 영향력을 분석하기 위해 최대우도함수법을 이용한 구조방정식 검정을 실시하였다. 분석결과를 제시하기에 앞서 절대적합지수, 증분적합지수, 간명적합지수의 세 가지의 측정값과 각각의 조건 비교·검토하여 잠재성장모형의 적합성을 점검한 결과, 모두 기준을 충족하고 있어 우수하다고 할 수 있다. 모형의 절대적합지수에서 카이자승값은 15.18로 기각되지 못하고 있어 적정하며(p-value = 0.086>0.05), RMSEA 값은 기준인 0.07보다 적은 0.034로 적합하다. 증분적합지수는 0.9 이상의 기준을 요구하고 있는데, NFI와 CFI가 각각 0.911과 0.946로 적정하다. 간명적합지수는 AIC 기준에 따라 포화모형보다 간략한 수치를 나타내며, Hoelter 0.05를 기준으로 200 이상을 요구하는 간명성 지수가 669이다. 따라서 모형의 적정성은 세 가지 부류의 기준을 모두 충족하고 있는 것으로 나타나 모형결과의 분석은 통계적으로 의미가 있다.

<표 4> 모형적합성 평가지표의 요약

구분	절대 적합지수				증분적합지수 (기준 >0.9)		간명적합지수
측정 분야	Chi-Squares (p-value; 기준: >0.05)	df	CMIN/df (기준: <3)	RMSEA (기준: <0.07)	NFI	CFI	AIC	Hoelter 0.05 (기준: >200)
값	15.183 (0.086)	9	1.687	0.034	0.911	0.946	127.2	669

2. 경제성장에 대한 효과

1) 경제성장률의 변화

6가지의 지표인 경제지표, 복지지표, 부담지표, 사회투자지표, 형평성지표, 정치지표가 2가지 요인인 기울기와 상수항을 거쳐 궁극적으로 영향을 미치는 경제성장률의 변화를 분석하였다.  이에 앞서 실제 경제성장률의 변화를 분석한 결과, 3년의 기간 동안 실질 경제성장률이 향상됐음을 알 수 있다. 특히 2001년에서 2003년 사이의 경제성장률이 8.7%이던 것이 2년 후인 2005년에는 12.7%로, 2007년에는 16.9%로 높아지는 현상을 보였다.

<표 5> 경제성장률의 변화

구분 (3년간)	GDP 성장률
연도별 증가율	2003년의 성장률 (GDP03rate)	2005년의 성장률 (GDP05rate)	2007년의 성장률 (GDP07rate)
실제 증가	0.087	0.127	0.169
추정된 잠재 증가	0.423	0.303	0.183

반면, 실질성장률이 아니라 6가지 지표에 영향을 받는 잠재적인 성장률은 시간 경과에 따라 확연히 감소하는 경향을 보이고 있다. 2003년도에 42.3%의 GDP 잠재성장률이 예견되던 것이, 2005년에는 30.3%로 낮아졌고, 2007년도에는 18.3%로 더욱 낮아질 것으로 모형변수들에 의해 예측되었다.

2) 원인변수의 영향력

(1) 원인변수의 요인에 대한 영향력 비교

원인변수들의 상수항 요인(factor)과 기울기 요인(factor)에 미치는 영향력을 측정한 결과, 7개의 원인변수 중 평균사회보장지출액비율(averSOCpct), 사회복지제도의 관대함지수(aveINS), 평균정치지수(avePOL)가 경제성장에 영향을 미치고 있어 통계적으로 의미 있는 변수로 파악되었다. 아울러 상수항 요인은 기울기요인에 부정적인 영향을 주고 있는 것으로 나타났다. 따라서, 경제성장률의 증가는 사회복지제도화의 정도, 정치적 선진성, 사회보장지출수준과 관련되어 있는 것으로 나타났다. 이런 분석결과를 통계적으로 의미 있는 변수를 중심으로 구체적으로 제시하면 다음과 같다.

첫째, 평균사회보장지출액비율(averSOCpct)은 기울기 요인인 성장률의 증가에 부정적인 영향을 주고 있는 것으로 나타났다(β = -0.07, p<0.05). 이런 결과를 동적으로 해석하면, 시간 경과에 따라 저하되는 경제성장률에 부정적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 즉, GDP 대비 평균사회보장지출액비율이 지나치게 높은 경우에는 GDP 증가에 부정적인 영향을 미친다. 이런 결과의 원인은 상수항 요인의 영향력을 제외하고 기울기 요인에 미치는 영향이 가장 크기 때문이다(표준회귀계수 = -2.183).

둘째, 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)는 상수항 요인(β = 0.157, p<0.1)과 기울기 요인(β = 0.213, p<0.05)에 모두 긍정적인 영향을 주고 있다. 즉, 사회복지제도의 관대한 정도는 초기의 경제성장과 시간 경과에 따른 경제성장의 증가에 모두 긍정적인 영향을 주고 있다. 복지제도의 관대함이 1% 개선될 때마다 GDP가 2.13% 정도 증가되어 복지제도의 형성이 경제성장증가의 기반인 상수항과 시간 경과에 따른 경제성장률의 증가인 기울기항에 동시에 긍정적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

셋째, 역으로 측정된 평균정치지수(avePOL) 점수는 최고점인 ‘1’에서 ‘2’로 낙후될 때마다 GDP로 측정된 경제성장률의 기울기요인이 9% 정도 하락하는 데 영향을 주는 것으로 나타났다. 반대로 해석하면, 정치선진성인 정치자유점수가 1점 좋아질 때마다 GDP 성장률의 9% 증가가 예상된다. 이 증가율은 분산이 같다고 가정할 경우에 표준회귀계수의 측면에서 평균사회보장지출액비율(averSOCpct) 다음으로 중요한 영향력을 지니는 변수로 밝혀졌다. 평균정치지수(avePOL)는 또한 상수항 요인인 경제적 성장에도 동일한 정도의 영향을 주어서, 경제성장에 대한 정치적 선진화의 영향은 상당히 긍정적이다.

넷째, 상수항 요인이 기울기 요인에 미치는 영향력은 부정적(-)인 것으로 나타났다(β = -1.330, p<0.001). 경제성장이 이미 높은 국가는 경제성장률이 하락하는 것으로 해석된다. 영향력 강도의 측면에서는 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)보다 더 높아 경제성장에 대해 가장 강력한 영향을 미치는 변수이다. 고도로 달성된 경제성장은 성장률을 감소시킬 가능성이 크다는 것을 본 연구 모형이 시사하고 있는 것이다.

<표 6> 원인변수의 경제성장률 변화

원인변수	결과변수(Factor)
	상수항 요인 (초기값)		기울기 요인 (변화율)
	표준회귀계수 (Std Coeff)	회귀계수 (Coeff Est.)	표준회귀계수 (Std Coeff)	회귀계수 (Coeff Est.)
평균정부교육비지출비율 (aveEDUpct)	-0.150	-0.006 (0.009)	0.098	0.002 (0.008)
평균사회보장지출액비율 (averSOCpct)	-0.379	-0.003 (0.003)	-2.183	-0.007* (0.003)
인간개발지수평균 (aveHDI)	-0.267	-0.254 (0.199)	-0.753	-0.268 (0.194)
사회복지제도의 관대함지수 (aveINS)	0.308	0.157(*) (0.088)	1.113	0.213* (0.087)
평균실업률 (aveUnemp)	0.034	0.001 (0.003)	0.723	0.004 (0.003)
평균국민부담률 (aveBurdn)	-0.268	-0.112 (0.163)	-0.132	-0.021 (0.158)
평균정치지수 (avePOL)	-0.491	-0.080* (0.035)	-1.477	-0.090** (0.035)
상수항 (ICEPT)	-	-	-3.555	-1.330*** (0.109)

* 주) ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05; (*)p<0.1; 괄호안 (   ) 표준오차

원인변수들 간의 영향력 비교를 해석하는 것은 약간의 주의를 요한다. OECD 국가에서 평균사회보장지출액비율(averSOCpct)을 단기간에 10%p 증가시키는 것은 현실적으로 어렵다. 또한 평균정치지수(avePOL)의 OECD 평균이 이미 1.33점이며 회원국가의 평균점수가 ‘2점’보다 낮은 국가는 없는 상황에서 ‘1점’ 정도를 일거에 상승될 가능성은 거의 낮다. 그렇기 때문에 복지로 측정된 평균사회보장지출액비율(averSOCpct)과 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)의 경제성장에 대한 영향력은 긍정적이고 그 강도는 상당히 크다고 할 수 있다.

잠재성장분석을 통한 복지투자나 복지제도의 경제성장에 대한 통계적 유의미성과 이론적 근거는 경험적인 검증에 따라 긍정적인 것으로 나타난 반면, 평균정부교육비지출비율(aveEDUpct)과 인간개발지수평균(aveHDI)으로 테스트한 사회투자국가의 가설은 기각되었다. 또한 평균국민부담률(aveBurdn)과 평균실업률(aveUnemp)을 이용하여 부담지표와 형평성지표를 검증한 결과, 해당 가설은 통계적으로 의미 없는 것으로 기각되었다.

(2) 의미 있는 요인변수의 경제성장에 대한 영향력 비교

잠재성장모형 내 추정계수의 경제성장증가율에 대한 영향력을 살펴보면 전반적으로 혼재되어 있음을 알 수 있다. 그중, 대부분의 복지관련 변수들은 경제성장증가율 변화에 영향을 주고 있다. 연구에서 복지지출 그 자체가 아니라 사회투자비를 통해 확대된 복지규모가 경제성장률에 긍정적인 영향을 미친다는 연구를 지지할 수 없다. 하지만 직접적인 복지지출의 증가와 복지제도의 정착이 GDP로 측정된 경제성장률의 증가에 긍정적 영향을 주는 것으로 분석되었다.

<표 7> 경제성장률의 원인변수와 총효과

원인변수	결과변수(Factor)
	상수항 요인 (초기값)	기울기 요인 (변화율)	GDP 성장률
			2003년 (GDP03rate)	2005년 (GDP05rate)	2007년 (GDP07rate)	총효과 평균
평균사회보장 지출액비율 (averSOCpct)	-0.003	-0.003	-0.003	-0.006	-0.008	-0.006
사회복지제도의 관대함지수 (aveINS)	0.157	0.003	0.157	0.161	0.164	0.161
평균정치지수 (avePOL)	-0.080	0.016	-0.080	-0.064	-0.047	-0.064
상수항 요인	-	-1.330	1.000	-0.330	-1.660	-0.330

특히 통계적으로 의미 있는 원인변수의 요인을 통한 영향력을 총 효과라는 관점에서 살펴보면, 평균정치지수(avePOL)와 평균사회보장지출액비율(averSOCpct)은 각각 통계적으로 유의미하나, 긍정적이거나 부정적이라는 상반된 영향을 미치는 반면 그 영향력이 매우 낮다. 이와는 대조적으로 복지제도변수는 경제성장에 미치는 영향이 매우 큰 것으로 나타난다. 즉, 독립변수 가운데 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)라는 제도변수가 연도별 GDP 성장률에 미치는 영향력이 가장 크며, 이는 총 효과의 영향력 정도에서도 입증된다(평균 0.161). 국가 복지제도의 관대함이 1% 증가할 때 경제성장률이 1.61% 정도 증가할 수 있어, 복지제도가 경제발전에 미치는 영향은 긍정적이라고 할 수 있다. 이는 본 연구의 가설이자 목적인 강화된 복지제도의 구축이 종속변수인 경제성장률 증가에 직·간접적으로 강한 영향을 미치는 요인이라는 것을 보여줌과 동시에 기타 변수의 영향에 비하여 상대적으로 중요한 영향을 미치는 요인이라는 것을 설명하고 있다.

(3) 다중집단 잠재성장모형 분석

OECD 국가는 선진국이라는 측면에서 같은 수준의 복지지출, 투자, 제도화를 이룩하고 있는 것으로 보이나 차별적인 집단 간의 발전경로의 차이를 훑어보기 위해 다중잠재집단(Multi-group Analysis)을 잠재곡선모형에 적용하였다. 적용 시에 의미 있는 제약은 구조모형의 회귀계수(regression weight)가 동일하다고 제약한 후 분석을 하였다. OECD 국가 중 집단 구분을 위해 먼저 분류분석 중 군집분석(cluster analysis)을 수행하였다. 그 결과 평균사회보장지출액비율(averSOCpct), 평균실업률(aveUnemp), 평균국민부담률(aveBurdn), 평균정치지수(avePOL)의 네 가지 변수를 기준으로 OECD 국가가 두 집단으로 분류되면서 차이가 나는 것으로 분석되었다. 즉 비교집단에 비해 다른 집단은 평균사회보장지출액비율(averSOCpct)과 평균실업률(aveUnemp)이 상대적으로 높고, 평균국민부담률(aveBurdn) 또한 높으며 평균정치지수(avePOL)가 좋은 군집이다. 우리나라는 그렇지 않은 집단에 속하였다. 다중집단 분석을 위해 고집단과 저집단의 두 가지 그룹으로 OECD 국가를 묶은 결과 저집단은 총 13개의 국가가, 고집단은 총 19개의 국가로 나뉘었다.

<표 8> 다중집단분석을 위한 OECD 국가의 군집분류

원인변수	최종군집중심		분산분석 오차		F- 검증값	P-value
	고집단 (군집 1; N=19)	저집단 (군집 2; N=13)	평균제곱	자유도
평균정부교육비지출비율 (aveEDUpct)	5.37	5.11	1.218	30	0.434	0.515
평균사회보장지출액비율 (averSOCpct)	23.15	14.63	13.798	30	40.643	0.000
인간개발지수평균 (aveHDI)	0.84	0.85	0.002	30	0.439	0.513
사회복지제도의 관대함지수 (aveINS)	0.6908	0.6774	0.008	30	0.171	0.682
평균실업율 (aveUnemp)	7.75	5.13	7.717	30	6.853	0.014
평균국민부담율 (aveBurdn)	0.5167	0.3361	0.004	30	68.203	0.000
평균정치지수 (avePOL)	1	1	0.071	30	3.586	0.068

다중집단 잠재성장분석에서는 고집단의 기울기와 상수항을 ‘0’으로 제약한 후, 두 집단 간의 차이를 분석하였다. 그 결과, 평균정부교육비지출비율(aveEDUpct)과 평균실업률(aveUnemp)은 모두 결과변수인 경제성장 변화에 영향을 주지 않는 변수로 판명되었다.

둘째, 고집단의 경우 원인변수의 통계적 유의성이 낮았다. 평균정치지수(avePOL)만이 통계적으로 의미 있는 변수로 나타났다. 이와는 대조적으로 저집단의 경우에는 평균사회보장지출액비율(averSOCpct), 인간개발지수평균(aveHDI), 사회복지제도의 관대함지수(aveINS), 평균국민부담률(aveBurdn), 평균정치지수(avePOL)의 5가지 원인변수에서 통계적 유의성을 보였다.

셋째, 초기값 지표 또는 반응수준인 상수항 요인과 변화율 지표인 기울기 요인에 대한 영향력이 상이하고 영향력의 방향이 반대인 경우가 나타났다. 예를 들어 저집단에서의 평균국민부담율(aveBurdn)의 경우 구조모형의 회귀계수가 0.755로 부담이 1% 증가하면 7.55% GDP의 증가가 수반되는 것으로 나타났으나, 이 때 초기여건인 상수항은 6.41%정도 감소하는 것으로 나타났다. 이처럼 저집단에 속한 OECD 국가는 평균사회보장지출액비율(averSOCpct), 평균국민부담률(aveBurdn)이 증가하면 경제성장의 기반을 이루는 초기여건이 약화되지만, 경제성장 증가를 강화시키는 요인으로 작용하고 있음을 알 수 있다. 반면 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)와 평균정치지수(avePOL)는 경제성장의 기반을 이루는 초기여건을 강화시키면서도 경제성장 증가를 약화시키는 요인으로 작용하고 있다.

<표 9> 다중집단 원인변수와 경제성장률 변화

원인변수	결과변수(Factor)
	상수항 요인 (초기값)		기울기 요인 (변화율)
	고집단의 회귀계수 (군집 1)	저집단의 회귀계수 (군집 2)	고집단의 회귀계수 (군집 1)	저집단의 회귀계수 (군집 2)
평균사회보장지출액비율 (averSOCpct)		-0.008(*) (0.004)		0.009(*) (0.005)
인간개발지수평균 (aveHDI)				-0.580(*) (0.338)
사회복지제도의 관대함지수 (aveINS)		0.304** (0.116)		-0.305* (0.135)
평균국민부담률 (aveBurdn)		-0.641* (0.272)		0.755* (0.315)
평균정치지수 (avePOL)	0.076* (0.038)	-0.108* (0.046)	-0.111** (0.042)	0.115* (0.053)
상수항 (ICEPT)	-	-	0.565*** (0.089)	0.778*** (0.124)

* 주) ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05; (*)p<0.1; 괄호안 (   ) 표준오차

이런 다중집단간의 차이를 원인변수의 GDP 성장률에 대한 총효과의 관점에서 계산하면, 복지발전이 낮은 저집단에서 인간개발지수평균(aveHDI)과 평균국민부담율(aveBurdn)은 초기항과 기울기항에 대한 영향은 혼재되나 결과적으로 경제성장에 부정적인 영향을 주고 있다. 국민부담이나 사회투자는 OECD 선진국가 중 복지가 선진화되지 않은 나라군에 부담이 되고 있는 것으로 나타났다.

이와는 대조적으로 사회복지제도의 관대함지수(aveINS)와 평균정치지수(avePOL)는 저집단의 경제성장에 중요한 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 역으로 측정된 정치적 선진화(평균정치지수)는 선진국 부류에 무관하게 경제성장에 긍정적인 변인이라는 사실이 입증되었다. 특히 사회복지제도의 고양은 복지제도가 덜 발달된 국가의 경제성장에 중요한 의의를 지닌다고 하겠다.

<표 10> 다중집단 간 경제성장률의 원인변수와 총효과

원인변수	결과변수(Factor)
	상수항 요인 (초기값)		기울기 요인 (변화율)		GDP 성장률
					2003년 (GDP03rate)		2005년 (GDP05rate)		2007년 (GDP07rate)
	고집단	저집단	고집단	저집단	고집단	저집단	고집단	저집단	고집단	저집단
평균사회보장 지출액비율 (averSOCpct)		-0.008		0.003		-0.001		-0.004		-0.008
인간개발지수평균 (aveHDI)				-0.368		0.272		-0.096		-0.464
사회복지제도의 관대함지수 (aveINS)		0.304		-0.068		0.304		0.236		0.168
평균국민부담률 (aveBurdn)		-0.641		0.256		-0.641		-0.384		-0.128
평균정치지수 (avePOL)	0.076	-0.108	-0.068	0.031	.076	-0.108	0.008	-0.077	-0.060	-0.046
상수항 (ICEPT)			0.565		1.000		1.565		2.130

두 집단간의 경제성장률이 변화에 따른 분석에서도 저집단의 성장률이 고집단의 성장률보다는 높았다. 2003년도의 GDP 성장률의 경우 저집단과 고집단간의 차이가 1.6%로 저집단의 성장이 높았고, 이런 추세는 2007년까지 이어졌다(2005년도 차이 = 1.0%; 2007년도 차이 = 0.4%).

저집단 평균의 관점에서 평균정치지수(avePOL) 1.2404, 사회복지제도의 관대함지수(aveINS) 0.6774와 비교하여 우리나라는 각각 1.625, 0.5647점이므로, 이 두 제도점수를 향상시킨다면 경제성장을 더욱 가속하는 요인으로 작용할 수 있을 것이다. 다만, 제도화 점수가 OECD 평균인 0.6850이 되거나 0.6908이 되면 사회복지제도의 경제성장에 기여도가 낮아지므로 그리스나 포르투갈 정도의 사회복지 제도화 수준에 다다르면 제도화에 대한 변화를 새롭게 모색하여야 하는 시사점을 얻었다.

<표 11> 다중집단의 경제성장률 변화

구분 (3년간)	GDP 성장률
연도별 실제 증가율	2003년의 성장률 (GDP03rate)	2005년의 성장률 (GDP05rate)	2007년의 성장률 (GDP07rate)
고집단 (군집 1)	0.081	0.123	0.167
저집단 (군집 2)	0.097	0.133	0.171
총 집단	0.087	0.127	0.169

Ⅴ. 결론 및 함의

국가유형별 관계를 확인하기 위해 이용되는 변수에는 우선 경제적 요인과 복지요인으로 모형을 구성하였다. 이 둘의 상호작용 때문에 발전의 양상이 다르다는 것을 경험적으로 입증하기 위해 제반 요인들을 포함한 모형을 구성하고, 검증을 통해 한국의 복지모형구성에 시사점을 도출하고자 하였다.

본문에서 OECD 회원국인 우리나라의 복지성장이나 발전이 경제성장에 긍정적인지를 분석하였다. 선진국을 연구대상으로 한 분석결과는 한마디로 긍정적이다. 하지만 복지제도 수준의 개선이 경제성장에 긍정적인 영향을 미치는 것과는 달리 투자지출, 평등, 국민부담이 경제성장에 미치는 영향은 거의 나타나지 않는 것으로 분석되었다. GDP 경제성장률의 변화를 결과변수로 한 잠재성장모형의 분석결과는 복지제도의 수준이나 정치제도의 수준향상이 OECD 국가의 경제성장에 긍정적으로 기여하고 있는 것으로 나타났다. 이런 분석을 보다 구체적으로 검토하기 위해 다중집단 분석을 수행하였다. 분석결과는 우리나라와 같이 복지제도가 발전하지 않은 나라군에서는 복지관련 요인인 인간개발지수나 국민부담이 초기여건과 변화율에 상반되는 영향력을 가지고 있음이 밝혀졌다. 하지만 복지제도와 정치적 자유화정도는 일관되게 경제성장을 지지하고 있었다.

한편, OECD 국가 중 투자나 복지제도의 수준이 높은 나라군에 대해 분석한 결과, 복지제도의 고양이 경제성장에 통계적으로 유의미한 결과를 도출하지 못했다. 이는 경제성장을 고양하는 복지제도를 창출하기 위해서는 복지제도의 관대화수준이 높은 OECD 선진국의 수준을 넘지 않는 규모에서 복지지출이 이루어지도록 해야 함을 시사한다. 우리나라는 최근 자유주의적인 기조 내에서 복지제도를 운영하는 경향이 있다. 즉, 어떻게(how) 배분되는가에 관심이 높은 유럽계의 복지국가보다 영미계 국가처럼 경제적 정책대상자 선정(economic targeting; Aspalter, 2011: 6)을 통해 얼마나 많은 것(how much)이 배분되는가에 관심이 높다(Bonoli, 1997: 352). 따라서 질적인 측면보다 양적인 측면에서 우리나라의 복지제도가 나아가야 할 방향은 복지제도의 재편 시 보다 관대한 제도를 만들되 복지지출의 한계점을 정하거나 복지지출규모를 벤치마킹할 국가를 선정한 후, 이런 수준에 맞는 복지지출을 하는 전략이 필요하다. 동시에 비효율적이고 낭비적이며 후진적인 정치행태를 개선해야만 복지제도의 재편 및 강화가 경제성장에 미치는 긍정적인 영향을 동시에 수반할 수 있다.

Esping-Anderson은 복지국가의 3가지 레짐유형을 논의하면서 복지법령의 규제수준과 상품화정도가 높은 나라로 우리나라와 같은 동아시아국가를 꼽았다(Aspalter, 2011: 7; commodification plus state regulation). 동시에 그는 동아시아 국가에서는 복지를 포함한 사회복지정책이 안정적인 경제발전의 밑거름이 되기를 바라는 경향이 강하지만, 복지지출에 대한 급속한 증가는 국민적 정서에 반하는 것으로 표현하였다.

우리나라의 복지유형은 자유주의적 복지국가에 근접한다고 평가하기 때문에(Pierson, 2002: 402), 복지개혁을 위한 정치적 지지나 협력 등은 약하고 비용절감과 재상품화(re-commodification)를 추진하는 것이 복지개혁의 핵심일 것이다. 즉 신자유주의적 이념과 경제적 보상을 통한 재상품화의 이념이 상충하는 현재와 같은 시기에는 정치적 영향력은 복지개혁의 핵심영향변수(본문 참조; 평균정치지수)이기 때문에 경제적인 결실이 좋은 시기에 정치권의 결단이 필요하다고 본다.

반면 Aspalter(2011)은 Esping-Anderson의 3가지의 복지국가 유형 중에서 우리나라를 복지지향적 보수주의 국가로 분류하고 있다. 대만, 홍콩과 같은 복지국가유형으로 분류하였기 때문에 탈상품화의 정도는 낮지만 공공보건에서의 보편성을 필두로 복지보편주의로의 변화속도가 빠르며, 교육, 보건, 사회보조 등과 같이 성장창출영역에 대한 투자는 높다고 한다. 따라서 우리나라는 성장창출영역을 중심으로 복지지출을 증가시키기가 용이하면서 본 연구결과에서처럼 경제성장에 미치는 긍정적인 영향을 기대할 수 있는 국가이다.

이를 위해서는 복지제도수준의 지향점에 대한 국민적 합의를 이끌어낼 정치권의 역할이 기대된다. 우리나라는 국가중심 또는 법령중심으로 복지제도를 재편하기 쉬운 국가이자 정치권의 지원이 필요한 국가(Aspalter, 2011)이다. 정치민주주의의 선진성이 경제성장을 9% 정도 증가시킨다는 본 연구의 결과에 근거하여 정치권 중심의 국민적 합의를 통해 복지제도수준이 향상된다면 1970년대 이래로 상이한 연간증가율에도 불구하고 지속적인 경제성장을 더욱 더 견인할 것으로 보인다. 특히 노인인구의 급증으로 말미암아 고령화 사회로 치닫는 상황에서 잠재성장률의 잠식을 완화할 수 있는 방편으로 복지제도수준의 향상이 필요한 것으로 보인다. 공적영역에서 GDP로 측정되는 복지국가의 지출은 높은 수준의 안정성과 지속성을 지니면서 경제성장을 급속하게 줄어들지 않았다는 연구논리(Pierson, 1996)에 기반을 두어 우리나라 정부의 역할이 경제뿐만 아니라 복지제도의 형성이라는 입장을 보다 지지하여 복지수준 향상에 기여하기를 바란다.

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박경돈(朴倞墩): 뉴욕주립대학교(State University of New York/ Albany) 록펠러행정대학원에서 행정학 박사학위를 취득하고, 뉴욕주아동가족청 본청(Office of Children & Family Services/ Albany)의 연구원과 한국행정연구원(KIPA)의 정책서비스연구부 부장을 거쳐 현재는 국립충주대학교 행정학과에서 교수로 근무 중이다. 주요 전공분야는 정책분석(계량행정), 복지정책, 공공재정론, 미래연구 등이다.

<E-mail: pkdon0525@gmail.com / 논문접수일: 2011. 10. 08 / 심사개시일: 2011. 10. 15 / 심사완료일: 2011. 11. 20>