재정분권이 지역경제성장에 미치는 영향

｢지방정부연구｣ 제15권 제3호(2011 가을) : 235～256

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: 거시경제안정성의 매개효과를 중심으로

* 제1저자

** 교신저자

Impact of Fiscal Decentralization on Economic Growth

: Focused on mediating effect of macroeconomic stability

주 운 현*

홍 근 석**

본 연구는 재정분권이 경제성장에 미치는 영향을 분석하고 있으며, 다음과 같은 특징을 가지고 있다. 첫째, 세입측면의 지표 2개와 세출측면의 지표 2개 등 총 4개의 재정분권 지표를 활용함으로써 정부재정 활동의 다양한 측면을 반영하고자 하였다. 또한 재정분권과 경제성장 간의 관계에 영향을 미칠 수 있는 거시경제안정성을 포함하여 모형설정 상의 오류를 줄이고자 하였다. 셋째, 단일 국가 데이터를 이용함으로써 국가 간 차이로 인해 발생하는 데이터의 이질성으로 인한 추정상의 오류를 줄이고자 하였다.

분석결과 재정분권과 경제성장 간의 직접적인 영향은 정(+)의 관계를 보였으며, 거시경제안정성은 경제성장에 대한 재정분권의 긍정적 영향을 상쇄하는 것으로 나타났다. 경제성장에 미치는 재정분권의 긍정적 영향을 극대화하기 위해서는 지방자치단체의 자주재원을 확충하고, 자치단체의 세입․세출 결정에 대한 중앙정부의 통제를 감소시킬 수 있는 방안들이 모색되어야 할 것이다.

주제어 : 재정분권, 경제성장, 거시경제안정성, 분권화의 정리

I. 서  론

재정분권의 효율성에 관한 논쟁은 과거부터 지속적으로 이루어져 왔으며, 역사적 발전과정에 따라 재정분권의 효용에 관한 인식은 변화되어 왔다. 근대적 산업국가가 형성된 시기인 19세기 후반부터 1950년대 중반까지는 중앙정부에 의한 집권적 재정운영이 보다 효율적이라고 인식되었다. 예를 들어 미국이나 영국과 같은 선진국의 경우 정부의 전체 지출 중 중앙정부가 차지하는 비중은 1900년대 초반 20% 수준에서 1955년에 약 75%까지 증가하였다(Oates, 1993: 239).

그러나 1950년대 이후 재정집권의 경향은 점진적으로 감소하였으며, 1970년대 이후 관료제적 정부실패의 문제를 해결하기 위해 지방분권이 본격적으로 추진되기 시작하였다. 미국의 경우 복지․의료․교육․직업훈련 등과 같은 연방정부의 권한을 주정부에 위임하였으며, 영국의 경우 블레어 정권 하에서 스코틀랜드와 웨일즈가 지방의회를 채택하였다(Bodman and Ford, 2006: 2).

우리나라의 경우에도 1995년부터 지방자치단체 장을 선출하기 시작하면서 본격적으로 지방자치제도를 시작하였다. 그리고 참여정부 출범 이후 지방분권을 추진하기 위한 움직임이 활발하게 나타났으며, 2004년 ｢지방분권특별법｣이 제정되면서 지방분권의 추진을 위한 법적․제도적 기반이 마련되었다. 특히 지방재정과 관련하여 국세와 지방세의 합리적 조정방안, 지방세의 신세목 확대, 비과세․감면 축소 등 지방자치단체의 과세자주권 확대를 통한 재원확충방안 등 재정운영의 책임성과 투명성을 확보하기 위한 방안이 다각도로 모색되었다. 또한 지방재정이 사전적 통제제도의 하나인 지방예산편성지침서 시달이 2005년에 폐지되어 2006년부터 지방예산 편성권에 대한 자율성을 담보하였다(손희준, 2010: 70-71).

현실적인 측면에서 재정분권이 활발하게 이루어진 것과 마찬가지로, 학문 분야에 있어서도 재정분권은 학자들의 관심을 많이 받고 있다. 전통적인 시각에서 재정분권은 경제적 효율성을 강화시키는 것으로 인식되어 왔다. 대표적으로 Oates(1972)는 “공공서비스의 단위당 공급비용이 동일하다면, 중앙정부가 모든 지역에 대해 획일적으로 공급하는 것보다 각 지방정부가 스스로의 결정에 따라 적절한 양을 자율적으로 공급하는 것이 더 효율적이거나 최소한 같은 정도의 효율성을 갖는다”고 설명하고 있다. 그리고 최근에는 재정분권이 경제적 효율성을 강화할 뿐만 아니라 경제성장에 긍정적인 영향을 미친다는 주장이 제기되고 있다. 지역의 선호와 환경에 신속하게 대응할 수 있는 개발 정책이 지역적 차이를 무시하고 집권적으로 결정된 정책보다 경제발전을 촉진하는데 있어서 더 효과적일 수 있다. 즉, 재정분권의 경제적 효율성을 강조하는 ‘분권화의 정리(Decentralization Theorem)’가 정태적인 맥락(static context)에서 개발된 것이기는 하지만, 경제성장과 같은 역동적인 환경(dynamic setting)에서도 동일하게 적용될 수 있다는 것이다(Oates, 1993: 240).

재정분권이 지역경제성장에 미치는 영향

｢지방정부연구｣ 제15권 제3호(2011 가을)

이에 따라 재정분권과 경제성장의 관계를 규명하기 위한 실증적 연구들이 활발하게 이루어지고 있다. 그러나 실증적 연구의 결과는 일관된 결론을 내리고 있지 못하다. 일부의 연구들은 재정분권이 경제성장에 긍정적인(+) 영향을 미친다고 주장하지만(김현아, 2007; 임성일, 2008; 최병호․정종필, 2000; Akai and Sakata, 2002; Desai, Freinkman and Goldberg, 2003 등의 연구), 또 다른 연구들은 재정분권이 경제성장에 부정적인(-) 영향을 미친다고 주장한다(이용모, 2004; 최병호․정종필, 2001; Berthold and Fricke, 2007; Zhang and Zou, 1998). 또한 재정분권이 경제성장에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 연구결과도 제시되고 있다(권오성 외 2인, 2007; 최원익, 2008; Feld, 2007; Xie, Zou and Davoodi, 1999).

이처럼 재정분권이 경제성장에 미치는 영향이 명확하게 규명되지 않는 이유는 다양하게 설명될 수 있지만, 크게 변수 및 모형설정의 오류, 분석단위 및 데이터의 문제, 재정분권 지표의 문제로 요약할 수 있다. 첫째, 기본적으로 재정분권과 경제성장 간의 관계가 다양한 요인들에 의해 영향을 받는 매우 복잡한 관계이기 때문에 일관된 연구결과가 제시되지 못하고 있다. 지금까지 대부분의 연구들은 재정분권과 경제성장 사이의 직접적인 영향 관계에 초점을 맞추어 왔다. 이로 인해 모형에 포함되어야 할 중요한 요인들이 제외되는 오류(omitted variable bias)와 설명변수와 종속변수 사이의 인과관계 모형이 잘못 설정되는 문제점들이 나타나게 되었다(Levine and Renelt, 1992). 둘째, 분석단위와 데이터에 따라 다양한 결론이 제기될 수 있다. 국가마다 재정분권을 추진하는 목표가 다양하며, 서로 다른 국가 사이에는 재정분권과 경제성장 간의 관계에 영향을 미칠 수 있는 역사․문화적 차이가 존재한다. 따라서 계량적 분석기법을 사용하여 국가 간 비교를 하는 경우 데이터에 포함되어 있는 이질성으로 인해 재정분권의 영향력을 정확하게 측정할 수 없게 되는 문제가 발생한다. 국가 간에 존재하는 제도적 다양성과 차이점은 국가별 더미 변수나 고정효과모형 등을 통해 파악되기 어려우며, 국가 간 연구를 하는 경우에는 사례연구를 통한 보완이 이루어져야 한다(Martinez-Vazquez and Rider, 2006: 3). 이러한 측면에서 계량적 분석기법을 사용하는 경우 단일 국가의 데이터를 이용하는 것이 재정분권과 경제성장 간의 관계를 보다 정확하게 추정할 수 있다(Akai and Sakata, 2002: 94-95). 셋째, 재정분권을 측정하는 지표를 어떻게 설정하느냐에 따라 연구결과가 다르게 나타날 수 있다. 많은 선행연구들은 재정분권을 단순히 총 정부지출(수입) 규모에 대한 지방정부의 지출(수입)의 비율로 측정하고 있지만, 이는 정부재정 활동의 다차원적인 측면을 반영하지 못하는 것이다(Ebel and Yilmaz, 2002; Meloche, Vaillancourt and Yilmaz, 2004).

재정분권과 경제성장 간의 관계를 실증분석하고 있는 선행연구의 문제점을 보완하기 위해 본 연구는 다음과 같은 점을 고려하고 있다. 첫째, 세입측면의 재정분권 지표 2개와 세출측면의 재정분권 지표 2개 등 총 4개의 재정분권 지표를 활용함으로써 정부재정 활동의 다양한 측면을 반영하고자 하였다. 둘째, 재정분권과 경제성장 간의 관계에 영향을 미칠 수 있는 제3의 변수(거시경제안정성)를 포함한 모형을 설정함으로써 모형설정 상의 오류를 줄이고자 하였다. 셋째, 단일 국가 데이터를 이용한 계량분석을 실시함으로써 데이터의 이질성으로 인한 추정상의 오류를 줄이고자 하였다.

이상의 논의를 바탕으로 본 연구에서는 크게 두 가지의 연구문제에 초점을 맞추고 있다. 첫째, 재정분권과 경제성장 사이의 직접적인 관계를 규명하고 있다. Oates(1993) 등이 주장하는 것처럼 재정분권이 경제성장에 정(+)의 영향을 미치는지의 여부를 파악하고자 한다. 둘째, 재정분권이 거시경제안정성을 통해 경제성장에 미치는 간접적인 영향을 측정하였다. Prud'homme(1995)과 Tanzi(1996, 2002) 등이 주장하는 것처럼 재정분권이 거시경제 불안정성․지역 간 소득격차․부패 등을 야기하고, 이러한 재정분권의 잠재적 영향이 경제성장에 부(-)의 영향을 미치는지의 여부를 규명하고자 한다.

Ⅱ. 재정분권과 경제성장에 대한 이론적 논의

1. 재정분권의 개념 및 측정지표

분권화(decentralization)의 개념은 학자들에 따라 다양하게 정의될 수 있지만, 분권화는 권한과 책임의 전이정도나 방법에 따라 분산, 위임, 이양의 3가지 형태로 구분될 수 있다(Litvack et al., 1998: 4-6).

먼저 분산(deconcentration)은 중앙정부의 공공서비스를 지방의 하위조직을 통해 공급함으로써 정부의 집권화된 시스템을 통해 효과성과 유연성을 증가시키려는 현상이다. 분산의 경우 의사결정자들은 지역 주민의 선호에 반응하는 것이 아니라 중앙정부의 선호에 반응하게 된다. 그리고 위임(delegation)은 중앙정부가 의사결정 및 행정기능에 대한 책임을 하위정부에게 제공하는 것을 의미한다. 위임의 경우 지방자치단체의 재정운영 자율성은 매우 제한적이며, 권한 행사의 궁극적인 책임은 중앙정부에 존재한다. 이양(devolution)은 중앙정부가 하위정부에게 행․재정적 재량권을 보다 광범위하게 제공하는 것을 의미한다. 이양의 경우 지방자치단체들은 서비스 공급의 우선순위를 결정할 수 있는 권한뿐만 아니라, 조세 징수에 있어서 일정 수준 이상의 재량권을 보유하고 있다(Martinez-Vazquez and McNab, 1997: 1-3).

Bird(1986; 1993)는 지방정부가 자신들의 사무를 효과적으로 처리하기 위해서는 자신들만의 독립적인 세입 원천이 필요하며, 지방정부가 세율이나 세원을 결정할 수 있어야 한다고 주장하고 있다. 그리고 Oates(1990; 1993)는 지방정부가 독립적인 수입원을 확보함으로서 필요 재원의 상당 부분을 자체적인 수입원으로부터 마련해야 하며, 지방세가 재화나 경제활동의 왜곡을 야기해서는 안 된다고 주장하고 있다(최병호․정종필, 2001: 181에서 재인용).

이상의 논의를 종합해 볼 때 재정분권은 단순한 지리적 분산이나 위임의 형태가 아닌 실질적 권한의 이양을 의미하는 것이다. 본 연구는 재정분권의 개념을 지방정부가 지역 내 공공서비스 공급을 위해 자주적으로 세원을 조달하고 지출을 결정할 수 있는 독립적인 의사결정권의 정도(Oates, 1972)를 의미하는 것으로 파악하고 있으며, 우리나라의 경우 참여정부 이후 실질적 재정분권이 추진된 것으로 볼 수 있다.

2004년 제정된 ｢지방분권특별법｣은 2008년 2월에 ｢지방분권촉진에 관한 특별법｣으로 명칭을 변경하였다. 동 법은 지방분권을 추진하는데 있어서 지방자치단체의 자율성 존중(제7조), 지방자치단체의 자체세입 확충 및 건전성 강화(제12조) 등을 규정하고 있다. 또한 2005년 이후 지속적으로 중앙정부의 사무를 지방으로 이양하고 있으며, 2005년에는 지방예산편성지침서 시달이 폐지됨으로써 지방자치단체의 자율성이 확대되었다. 즉, 중앙정부의 기능에 대한 지리적 분산을 넘어, 지방자치단체에게 권한을 이양하는 형태의 실질적 재정분권이 추진되었다.

재정분권의 개념에 관한 논의와 더불어 경험적 연구의 측면에서 재정분권을 어떻게 측정할 것인가에 대한 질문이 제기될 수 있다. 대부분의 선행연구들은 재정분권을 세입의 측면과 세출의 측면으로 구분하여 설명하고 있다. 일반적으로 세입(revenue) 측면의 재정분권은 일반정부(중앙정부+지방정부)의 총 수입에서 지방정부의 수입이 차지하는 비율로 측정되며, 세출(expenditure) 측면의 재정분권은 일반정부의 총 지출에서 지방정부의 지출이 차지하는 비율로 측정된다.

본 연구에서 제시하는 것처럼 재정분권은 지역의 공공서비스 공급을 위해 지방정부가 자체적으로 재원을 마련하고, 자원의 배분을 위한 의사결정을 할 수 있는 권한의 정도를 의미한다. 이 경우 지방정부의 세입․세출에 중앙정부로부터의 이전재원을 포함시킬 것인지의 여부를 고려해야 한다. 특히 지방정부의 자율적 의사결정권이 거의 없는 조건부보조금의 경우 이를 지방정부의 세입․세출로 간주할 것인가에 대한 의문이 제기될 수 있다. 세입의 측면에서 볼 때 조건부보조금은 자체재원이 아닌 의존재원이며, 세출의 측면에서도 지방정부는 조건부보조금의 지출 용도를 결정할 수 있는 의사결정권을 갖고 있지 않다. 따라서 지방정부의 자율적․독립적 의사결정이라는 측면에서 볼 때 지방정부의 세입․세출에서 조건부보조금을 제외하는 것이 재정분권의 현실을 보다 정확하게 측정할 수 있을 것이다. 재정분권과 경제성장의 관계를 실증분석하고 있는 여러 선행연구들(이용모, 2004; 최병호․정종필, 2001; 최원익, 2008; Akai and Sakata, 2002 등)도 지방정부의 세입․세출결산액에서 조건부보조금을 제외한 측정지표를 사용하고 있다.

이러한 논의를 바탕으로 본 연구에서는 4가지의 재정분권 측정지표를 사용하였다. 먼저 세입분권의 측면에서 ① 일반정부의 총 수입에서 지방정부의 수입이 차지하는 비율(세입분권 1), ② 일반정부의 총 수입에서 국고보조금을 제외한 지방정부의 수입이 차지하는 비율(세입분권 2)을 측정지표로 사용하였다. 그리고 세출분권의 측면에서 ① 일반정부의 총 지출에서 지방정부의 지출이 차지하는 비율(세출분권 1), ② 일반정부의 총 지출에서 국고보조금을 제외한 지방정부의 지출이 차지하는 비율(세출분권 2)을 측정지표로 사용하였다.

2. 재정분권과 경제성장의 관계

1) 재정분권과 경제성장의 직접적 관계

전통적인 시각에서 재정분권은 자원배분의 효율성에 기여하는 것으로 인식되어 왔으며, 대부분의 실증연구들도 재정분권과 경제적 효율성 간의 관계를 규명하는데 초점을 맞추어왔다. 재정분권은 지역 주민의 선호를 반영하여 다양한 공공서비스를 공급할 수 있게 함으로써, 중앙정부의 집권적 의사결정에 의해 획일적인 수준의 공공서비스가 공급되는 경우보다 효율적인 자원배분이 가능하게 만든다. 이와 마찬가지로 지역의 특수성과 지역 주민의 선호를 반영하여 지역의 기반시설을 확충하고 인적자본을 형성하기 위해 투자하는 것이 지역적 차이를 무시하고 중앙정부에 의해 집권적으로 결정된 정책보다 경제발전을 촉진하는데 효과적일 수 있는 것이다(Oates, 1993: 240).

또한 Tiebout(1956)의 주장처럼 분권화된 시스템 하에서 발생하는 지방정부 간 경쟁은 경제적 효율성을 제고하게 된다. 지방세를 통해 재원이 조달될 경우 주민들은 발에 의한 투표를 통해 자신들에게 가장 적합한 재정적 패키지를 제공하는 지역으로 이동함으로써 주민들에 대한 지방정부의 반응성을 증대시킨다는 것이다. 분권화된 정부 하에서 서비스의 공급효율성이 높아지는 이유는 다음과 같다. 첫째, 지방정부의 규모가 작은 경우 지역이동에 따른 비용이 감소하기 때문에 티부적 균형이 달성된다. 둘째, 지방정부의 숫자가 많아지면 공급되는 공공서비스가 다양해져 선택의 폭이 넓어지고 지역 간 이동이 촉진된다. 셋째, 지방정부의 재정이 비효율적으로 운영되면 저비용-고소득주민의 역외이동이 증가하고, 고비용-저소득주민들의 유입이 증가한다. 따라서 지방정부는 재정위기를 예방하고 공공재 생산의 효율성을 높이기 위해 노력하게 된다(김종순, 2006: 85-86).

즉, 지방정부는 중앙정부보다 지역주민의 선호와 요구를 보다 신속하게 파악하고 대응할 수 있으며, 이로 인해 지역공공재를 공급하는데 있어 중앙정부의 의사결정자가 아닌 지역 주민의 선호에 반응하게 된다. 이로 인해 분권화된 지역공공재의 공급은 중앙정부에 의한 지역공공재 공급보다 경제적 효율성을 향상시키고, 나아가 경제성장을 촉진하게 된다.

반면에 Bahl and Linn(1992)은 재정분권은 경제의 성숙과 소득수준 향상 등 경제발전의 결과물로써 높은 수준의 경제발전이 먼저 있고 그 다음 재정분권이 뒤따른다고 주장하고 있다. 특히 대부분의 개발도상국은 재정연방주의(fiscal federalism) 이론의 가정들을 충족시키지 못하기 때문에 분권화된 공공재의 공급은 오히려 비효율성을 초래할 수 있다(구정태 외 2인, 2008: 115).

재정연방주의 이론은 서로 다른 지역의 주민들은 각기 다른 지역적 선호를 가지고 있으며, 지방정부는 지역 주민들의 다양한 선호를 충족시키기 위해 노력한다고 가정한다. 그러나 개발도상국의 경우 지역 주민의 선호가 다양하지 않을 뿐만 아니라, 보다 중요한 것은 지역 주민들의 생활에 필요한 기본적인 수요를 충족시켜주는데 있다. 또한 재정연방주의 이론에서는 각 지역의 납세자 및 유권자들이 투표를 통해 자신들의 선호를 표현한다고 가정하고 있다. 그러나 개발도상국의 경우 지방선거가 존재하지 않는 국가들이 있으며, 지방선거가 실시되더라도 매우 형식적으로 치러지는 경우가 많다. 따라서 지방선거는 유권자들의 선호를 반영하지 못하며, 이로 인해 재정분권의 긍정적인 영향이 상쇄되게 된다(prud'homme, 1995: 208-209).

2) 재정분권과 경제성장의 간접적 관계

재정분권의 긍정적인 기능을 강조하는 학자들은 일반적으로 재정분권이 자원배분의 효율성을 향상시킬 뿐만 아니라, 거시경제의 안정성 및 소득분배의 형평성을 야기할 것이라고 주장한다(Bird, 1993; Musgrave, 1959; Oates, 1999). 그러나 재정분권의 부정적인 영향을 강조하는 Prud'homme(1995)과 Tanzi(1996, 2002) 등은 재정분권이 거시경제의 불안정성을 야기하고 지역 간 소득격차를 심화시킬 것이라고 주장한다.

먼저 Prud'homme(1995)은 특정 조건(특히 개발도상국) 하에서는 분권화가 소득분배, 경제 안정, 그리고 자원배분에 부정적 영향을 미칠 수 있다고 주장한다. 또한 분권화의 효과는 국가에 따라서 다르게 나타날 수 있으며, 그 이유는 분권화를 추진한 배경이 국가별로 서로 다르기 때문이다. 즉, 선진국의 경우 재정분권은 재정연방주의에 입각하여 자원배분의 효율성, 거시경제의 안정성, 지속적인 경제성장의 수단으로 활용되었다. 그러나 대부분의 개발도상국들은 정치적 분권화의 동기에서 출발함에 따라 행정적 분권화와 재정적 분권화 사이의 부조화가 발생하였고, 이로 인해 자원 배분의 비효율성과 거시경제의 불안정 현상이 나타나게 된다고 주장한다. 그리고 Tanzi(1996, 2002)는 재정분권화가 언제나 바람직스러운 결과를 초래하는 것은 아니며, 분권화 과정이 시작되기 이전에 몇 가지 전제 조건들이 충족되어야만 분권화가 긍정적인 결과를 초래할 수 있다고 주장한다. 즉, 재정분권은 공공서비스 공급의 비효율성, 부패, 자원배분의 불평등성, 거시경제 불안정성 등의 부정적 영향을 초래할 수 있다고 경고한다.

이러한 측면에서 최근에는 재정분권과 경제성장 간의 관계를 파악하는데 있어서 거시경제 불안정성, 소득분배의 불평등성, 부패 등과 같이 재정분권의 잠재적․간접적 영향과의 상충관계(trade-off)를 고려해야 한다는 주장이 제기되고 있다(구정태 외 2인, 2008; Akai and Sakata, 2002; Martinez-Vazquez and McNab, 2001; Martinez-Vazquez and Rider, 2006). 이에 대한 경험적 연구결과 역시 이론적 논의와 마찬가지로 일관된 결론을 내리지 못하고 있다. 일부 학자들의 연구에서는 재정분권이 거시경제의 불안정성을 야기하고(Rodden, 2002; Rodden, Eskeland and Litvack, 2003), 지역 엘리트의 포획 현상을 통해 부패를 야기한다고(Bardhan and Mookherjee, 2002; Conyers, 1990; Tanzi, 1996) 주장한다. 반면 일부의 연구들은 재정분권이 거시경제의 안정성을 야기하며(Martinez-Vazquez and McNab, 2003), 부패를 감소시킨다(Gurglur and Shah, 2000; Fisman and Gatti, 2002; Arinkan, 2004)고 주장한다.

지금까지 살펴본 것처럼 재정분권은 거시경제의 안정성과 소득분배의 형평성을 통해 경제성장을 촉진할 수도 있으며, 이와는 반대로 재정분권이 거시경제의 불안정성, 소득분배의 불평등성, 부패 등을 야기하여 경제성장을 더디게 만들 수도 있다. 결국 재정분권, 재정분권의 잠재적 영향, 그리고 경제성장 간의 관계는 개별 국가의 역사적․문화적 차이로부터 영향을 받으며, 재정분권을 추구하기 위한 정치․행정적 기반이 얼마나 잘 갖추어져 있는지에 따라 달라질 것이다. 즉, 지방정부가 일정 수준 이상의 재정적 자율성을 확보하지 못함으로써 중앙정부에 대한 재정 의존도가 지나치게 높거나, 실질적인 재정분권을 수행할 수 있는 제도적 장치가 마련되어 있지 않거나(Oates, 1993: 241-242), 정치․행정적 개혁의 일환으로 지나치게 급진적인 재정분권을 추진하는 경우 재정분권은 잠재적 영향을 통해 경제성장에 부정적인(-) 영향을 미치거나, 최소한 재정분권이 경제성장에 직접적으로 미치는 긍정적인(+) 영향을 상쇄하게 될 것이다.

3. 선행연구 검토

재정분권과 경제성장의 관계에 관한 선행연구는 많이 이루어지고 있으며, 본 연구에서는 우리나라를 대상으로 한 국내 학자들의 논의를 중심으로 선행연구를 검토하고자 한다. 국내 학자들의 실증연구 결과도 재정분권이 경제성장에 정(+)의 영향을 미친다는 연구(김현아, 2007; 임성일, 2008; 최병호․정종필, 2000), 재정분권이 경제성장에 부(-)의 영향을 미친다는 연구(이용모, 2004; 최병호․정종필, 2001), 재정분권이 경제성장에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 연구(최원익, 2008)로 나뉘고 있다.

먼저 최병호․정종필(2000)의 연구는 1986년부터 1997년까지의 기간 동안 15개 광역자치단체를 대상으로 재정분권과 지역경제성장 사이의 관계를 분석하고 있다. 재정분권의 측정지표로 1인당 전체 지방세출 비중과 1인당 일반회계 지방세출 비중을 사용하였다. 종속변수인 지역경제성장률은 지역내총생산 성장률로 측정하였으며, 재정분권 변수 외에 노동, 자본, 공공투자 등의 변수를 모형에 포함하였다. 분석결과 재정분권이 지역경제성장에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 광역시와 도를 구분하여 분석한 결과 광역시는 정(+)의 영향을 미치는 반면 도는 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.

김현아(2007)의 연구는 1990년부터 2003년까지의 기간 동안 광역과 기초자치단체를 대상으로 재정분권과 지역경제성장 사이의 관계를 실증분석하고 있다. 재정분권의 측정지표로는 지방세출 비중과 조세편익을 사용하고 있다. 종속변수인 지역경제성장률의 대리변수로 주민세를 사용하였으며, 재정분권 변수 외에 인구, 인구증가율, 지역더미 등의 변수를 모형에 포함하였다. 분석결과 재정분권은 지역경제성장에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 이러한 경제성장이 경기호전 및 기타 변화요인에 의한 것인지 재정분권에 따른 효율성 증대에 의한 것인지를 구분하는 것은 매우 어려운 일이라고 지적하고 있다.

임성일(2008)의 연구는 2002년부터 2006년까지의 기간 동안 16개 광역자치단체를 대상으로 재정분권과 지역경제성장 사이의 관계를 분석하고 있다. 재정분권의 측정지표로 지방세출 비중, 지방세입 비중, 조세분권 비중이 사용되었다. 종속변수인 지역경제성장률은 지역내총생산 성장률로 측정되었으며, 재정분권 변수 외에 공공투자, 민간투자, 인적자본투자 등의 변수를 모형에 포함하였다. 분석결과 재정분권은 지역경제성장에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

다음으로 최병호․정종필(2001)의 연구는 1990년부터 1999년까지의 기간 동안 15개 광역자치단체를 대상으로 재정분권과 지역경제성장 사이의 관계를 실증분석하고 있다. 재정분권을 나타내는 5가지 지표를 개발한 후 요인분석을 통해 재정분권 종합지표를 선정하였다. 종속변수로는 지역내총생산 증가율을 사용하고 있으며, 재정분권 변수 외에 고용증가율, 민간투자율, 조세징수율 등의 변수를 모형에 포함하였다. 분석결과 재정분권은 지역경제성장에 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이용모(2004)의 연구는 1991년부터 2000년까지의 기간 동안 16개 광역자치단체를 대상으로 재정분권, 거시경제안정성, 지역경제성장 사이의 관계를 분석하고 있다. 이 연구에서는 재정분권의 측정지표로 지방세입 비중과 지방세출 비중을 사용하였다. 종속변수인 지역경제성장률은 지역내총생산 성장률로 측정되었으며, 거시경제안정성의 간접 효과를 파악하기 위해 소비자물가상승률 변수를 모형에 포함하였다. 그리고 재정분권 변수 외에 공공투자, 민간투자, 인적자본투자 등의 변수를 모형에 포함하였다. 재정분권의 직․간접적인 영향을 모두 고려할 때, 재정분권은 경제성장에 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

마지막으로 최원익(2008)의 연구는 1993년부터 2003년까지의 기간 동안 14개 광역자치단체를 대상으로 재정분권과 지역경제성장 사이의 관계를 실증분석하고 있다. 이 연구에서는 재정분권 지표로 총 4가지를 사용하고 있다. 종속변수로는 지역내총생산 성장률을 사용하고 있으며, 재정분권 변수 이외에 노동력, 중앙정부의 세율, 소비자 물가지수 등의 변수를 모형에 포함하였다. 분석결과 재정분권과 지역경제성장 사이에는 아무런 관계가 없다는 결론이 추정되었다.

<표 1> 선행연구의 검토

학자	데이터	분석단위	재정분권지표	주요결과
최병호․ 정종필(2000)	1986-1997년 (12년)	광역자치단체	- 1인당 전체 지방세출 비중 - 1인당 일반회계 지방세출 비중	- 전체: 정(+)의 영향 - 광역시: 정(+)의 영향 - 도: 유의적 영향 없음
김현아(2007)	1990-2003년 (14년)	기초 및 광역자치단체	- 지방세출 비중	- 정(+)의 영향
임성일(2008)	2002-2006년 (5년)	광역자치단체	- 지방세출 비중 - 지방세입 비중 - 조세분권 비중	- 정(+)의 영향
최병호․ 정종필(2001)	1990-1999년 (10년)	광역자치단체	- 재정분권 종합지표	- 부(-)의 영향
이용모(2004)	1991-2000년 (10년)	광역자치단체	- 지방세출 비중 - 지방세입 비중	- 부(-)의 영향
최원익(2008)	1993-2003년 (11년)	광역자치단체	- 지방세출 비중 2개 - 지방세입 비중 2개	- 유의적 영향 없음
본 연구의 특징	1995-2009년 (15년)	광역자치단체	- 지방세출 비중 2개 - 지방세입 비중 2개	- 정(+)의 영향 - 거시경제안정성의 매개효과 존재

기존의 선행연구들과 비교할 때 본 연구의 차별성은 다음과 같다. 첫째, 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 영향뿐만 아니라, 재정분권이 거시경제안정성을 통해 경제성장에 미치는 간접적인 영향을 고려하고 있다는 점이다. Martinez-Vazquez and McNab(1997), Prud‘homme(1995), Tanzi(1996) 등이 지적하는 것처럼 재정분권은 거시경제안정성을 통해 경제성장에 간접적인 영향을 미친다. 그러나 위에서 제시된 6개의 선행연구 중에서 경제성장에 대한 재정분권의 직․간접적인 영향을 고려하고 있는 연구는 이용모(2004)의 연구 밖에 없다. 본 연구는 재정분권, 거시경제안정성, 그리고 경제성장 간의 직․간접적 영향력을 분석함으로써, 재정분권과 경제성장 간의 관계를 보다 정확하게 파악하고자 한다.

둘째, 보다 다양한 측정지표를 사용함으로써 정부재정 활동의 다차원적 측면을 반영하고 있다는 점이다. Ebel and Yilmaz(2002) 등이 지적하는 것처럼 많은 선행연구들이 재정분권을 지나치게 단순하게 측정하는 문제점을 나타내고 있다. 국내 학자들의 경우에도 지방자치단체의 세입 또는 세출의 한 측면만을 고려하거나, 조건부보조금의 성격을 갖는 국고보조금 등에 대한 고려가 많이 이루어지지 않고 있다. 본 연구는 ① 지방자치단체의 세입 비중, ② 국고보조금을 제외한 세입 비중, ③ 세출 비중, ④ 국고보조금을 제외한 세출 비중의 4가지 재정분권 지표를 사용함으로써, 다양한 측면에서 재정분권 정도를 측정하고자 한다.

셋째, 1995년부터 2009년까지의 기간에 대한 데이터를 분석함으로써 우리나라의 재정분권이 본격적으로 추진된 시기에 대한 분석을 실시하였다. Akai and Sakata(2002)가 지적하는 것처럼 재정분권과 경제성장 간의 관계를 규명하는데 있어서, 분석단위 및 분석기간 등도 매우 중요한 영향요인이 된다. 위에서 제시된 6개의 선행연구들 중 5개의 연구들은 모두 2003년 이전을 분석기간으로 삼고 있다. 임성일(2008)의 연구도 2006년까지를 분석기간으로 삼고 있기는 하지만, 참여정부가 추진한 지방분권 정책의 실질적인 효과를 모두 반영하기에는 분석기간이 다소 짧은 것으로 판단된다.

Ⅲ. 연구설계

1. 분석대상 및 방법론

1) 분석대상 및 자료수집

본 연구는 재정분권과 지역경제성장 간의 관계를 분석하기 위해 1995년부터 2009년까지의 연도별 패널데이터를 사용하였으며, 16개 광역자치단체를 분석대상으로 선정하였다. 1995년은 지방자치단체장에 대한 지방선거가 실시됨으로써 지방자치제도가 본격적으로 시작된 시기이므로, 재정분권의 영향을 분석하는데 있어서 적절한 시작점이라고 볼 수 있다. 실증분석에 사용된 변수와 자료의 출처는 다음과 같다.

본 연구의 종속변수는 지역경제성장이며, 설명변수는 거시경제안정성, 지역별 투입요인(노동, 물적․인적자본), 재정분권 변수(세입․세출분권), 조세부담률로 구성된다. 보다 구체적으로 지역경제성장(Y)은 시․도별 지역내총생산(GRDP) 성장률로 측정되었으며, 거시경제안정성(MS)은 시․도별 소비자물가상승률로 측정되었다. 그리고 공공투자(PUB)는 시․도별 투자적 경비 지출액을 사용하였으며, 민간투자(PRIV)는 광공업 부문 고정자산의 연간 총 투자액을 사용하였다. 다음으로 인적자본투자(HUMAN)는 교육부문 인적자본투자에 초점을 맞춰 각 지역 경제활동인구 중에서 전문대학 이상에 재학 중인 인구의 비율을 사용하였으며, 노동투입량(LABOR)을 측정하기 위한 지표인 지역별 경제활동인구는 15세 이상 취업자와 실업자의 수를 더한 값을 사용하였다. 그리고 조세부담률(TAX)은 지역별 내국세 징수액과 지방세 징수액의 합계를 지역내 총생산으로 나눈 값이다.

소비자물가상승률로 측정된 거시경제안정성의 경우 지역경제성장에 직접적인 영향을 미치는 설명변수이기도 하지만, 재정분권과의 상호작용을 통해 재정분권이 지역경제성장에 대한 간접적인 영향을 야기하는 매개변수의 역할도 수행한다.

지역경제성장의 가장 대표적인 변수는 지역내총생산 성장률이며(김현아, 2007: 7), 광역자치단체를 분석대상으로 삼고 있는 우리나라의 선행연구들은 모두 지역내총생산 성장률을 통해 지역경제성장을 측정하고 있다. 본 연구에서도 기존 선행연구와 동일하게 시․도별 지역내총생산 성장률을 통해 종속변수를 측정하였다.

Fischer(1993: 3-6)는 경제성장에 영향을 미치는 거시경제안정성의 지표로 인플레이션율, 예산수지적자, 암시장의 외환 프리미엄을 제시하고 있다. 이 중에서 가장 기본적인 지표가 인플레이션율이며, 인플레이션은 투자와 생산성 향상을 감소시키기 때문에 경제성장에 부(-)의 영향을 미치게 된다.

본 연구에서 관심을 가지고 있는 재정분권 변수는 크게 세입분권과 세출분권 변수로 구분하였다. 세입분권 1(FDR1)은 시․도별 세입결산액을 일반정부의 세입결산액을 나눈 값이며, 일반회계․특별회계 등을 포함한다. 세입분권 2(FDR2)는 시․도별 세입결산액 중 국고보조금을 제외한 나머지 부분을 일반정부의 세입결산액으로 나눈 값이다. 다음으로 세출분권 1(FDE1)은 시․도별 세출결산액을 일반정부의 세입결산액으로 나눈 값이며, 세출분권 2(FDE2)는 시․도별 세출결산액 중 국고보조금을 제외한 나머지 부분을 일반정부의 세출결산액으로 나눈 값이다.

<표 2> 변수의 조작적 정의

변수		조작적 정의	출처
지역경제성장(Y)		시․도별 지역내총생산 성장률	통계청 홈페이지
거시경제안정성(MS)		시․도별 소비자물가 상승률	통계청 홈페이지
공공투자(PUB)		시․도별 공공투자 지출액	지방재정연감
민간투자(PRIV)		시․도별 광공업부문 유형고정자산 투자액	통계청 홈페이지
인적자본투자(HUMAN)		시․도별 전문대 이상 인구/시․도별 경제활동인구	교육통계연보 통계청 홈페이지
노동투입량(LABOR)		시․도별 경제활동인구	통계청 홈페이지
조세부담률(TAX)		시․도별 조세징수액/시․도별 지역내총생산	지방재정연감 국세통계연보 통계청 홈페이지
재정 분권 (FD)	세입분권 1 (FDR1)	시․도별 세입결산액/일반정부 세입결산액	지방재정연감 국세통계연보
	세입분권 2 (FDR2)	(시․도별 세입결산액-국고보조금)/일반정부 세입결산액	지방재정연감 국세통계연보
	세출분권 1 (FDE1)	시․도별 세출결산액/일반정부 세출결산액	지방재정연감 국세통계연보
	세출분권 2 (FDE2)	(시․도별 세출결산액-국고보조금)/일반정부 세출결산액	지방재정연감 국세통계연보

2) 분석방법

본 연구는 1995년부터 2009년까지 16개 광역자치단체에 대한 패널데이터 분석을 실시하고 있다. 패널데이터를 이용하는 경우 설명변수들과 상관관계가 있는 생략되거나 관측되지 않은 변수들로 인해서 나타나는 문제들을 해결할 수 있으며, 개별 개체들이 가지고 있는 고유한 특성을 모형에 반영함으로써 모형설정의 오류를 줄일 수 있다. 또한 패널데이터는 횡단면 또는 시계열데이터에 비해 보다 많은 정보를 제공함으로써, 결과적으로 효율적인 추정량(efficient estimator)을 얻을 수 있다(민인식․최필선, 2009: 3; 최원익, 2008: 95).

그러나 패널데이터를 이용한 분석의 경우 시계열적인 상관관계로 인해 발생하는 자기상관(autoregression)의 문제와 서로 다른 지역적 특성을 반영하는 이분산성(heteroskedasticity)의 문제가 발생할 수 있다. 특히 본 연구에서 사용하고 있는 자료는 1995년부터 2009년까지의 패널데이터이며, 시계열이 지역의 수(N>T)보다 작은 특성을 가지고 있다. 이 경우 자기상관의 문제와 이분산성의 문제를 동시에 해결해야 하는 엄밀함이 요구된다(김현아, 2007: 11). 이러한 측면에서 본 연구는 Breusch-Pagan 검정과 Wooldridge 통계량을 통해 이분산성과 자기상관의 존재 여부를 탐지하였으며, 이분산성과 자기상관의 문제를 해결하기 위해 FGLS(feasible generalized least squares) 분석을 실시하였다.

패널데이터 분석의 경우 이분산성과 자기상관의 문제로 인해 효율적인 추정량을 얻지 못하는 문제가 발생할 수 있다. 이러한 문제를 해결하기 위해 이분산성과 자기상관이 존재한다는 가정 하에 추정을 실시하는 FGLS (feasible generalized least squares) 분석을 실시하였다.

2. 분석모형

재정분권의 영향을 분석하고 있는 대부분의 경험적 연구들은 Barro(1990)의 내생적 성장모형이나 확장된 Solow(1956)의 고전모형을 응용하고 있으며, 이들 모형은 정부지출과 함께 민간자본으로 구성되는 생산함수를 가지고 있다는 특징을 가지고 있다. 따라서 재정분권과 경제성장 간의 인과적 연계성에 관한 연구는 아래의 수식 (1)과 같은 기본적인 성장모형에 근거하고 있다.

이 부분은 구정태 외 2인(2008)과 이용모(2004)의 연구를 참고하여 작성하였다.

[eqn: Y`=` alpha _{0} `+` beta _{1} K`+` beta _{2} G`+` beta _{3} X`+` epsilon] ................................................................................................(1)

그리고 재정분권이 재정분권의 잠재적 영향요인과 경제성장에 미치는 직․간접적 영향을 분석하기 위해서 수식 (1)에 재정분권 및 재정분권의 잠재적 영향변수를 도입하여 아래의 수식 (2)와 같은 성장방정식을 구성할 수 있다.

[eqn: Y`=` alpha _{0} `+` beta _{1} FD`+` beta _{2} K`+` beta _{3} G`+` beta _{4} Z`+` beta _{5} X`+` epsilon] ...................................................................(2)

수식 (2)에서 Y는 종속변수인 경제성장이며, FD는 재정분권, Z는 재정분권의 잠재적 영향(거시경제안정성)을 의미한다. 자본(K)은 물적 자본(지역 내 민간투자)과 인적 자본(경제활동인구, 인적자본투자)을 의미하며, 정부지출(G)은 투자적 경비를 의미한다. 마지막으로 통제변수(X)는 조세부담률을 의미한다. 이러한 이론적 모형을 바탕으로 실증분석에 사용하는 기본모형은 다음과 같이 설정하였다.

[eqn: Y_ {i t} `=` beta ^{prime } X _ {i t} `+`u_ {i t}], i=1......, N, t=1......T .......................................................................................(3)

수식 (3)에서 i와 t는 각각 지역 i와 연도 t를 나타내고, Xit는 상수항을 포함한 설명변수의 행렬을 나타낸다. 그리고 무작위 오차항 uit는 다음과 같이 분리할 수 있다.

[eqn: u _{i t} `=` nu _{i} `+` epsilon _{i t}], i=1......, N, t=1......T ...............................................................................................(4)

위의 수식 (4)에서 νi는 관찰할 수 없는 지역의 특수한 효과(unobservable region-specific effects)를 나타내고, εit는 나머지의 무작위 오차를 나타낸다. νi는 지역에 따라 틀리지만, 어느 한 특정지역에서 그 수치는 변함없이 일정하다고 가정한다. 만일 지역의 특수한 효과가 없다고 가정하면, 수식 (3)은 OLS 모형이 된다. 반면, 만일 νi가 지역마다 추정되는 고정변수이고 εit는 IID～(0, [eqn: sigma _{epsilon } ^{2}])이라면 수식 (3)은 고정효과모형(fixed effects model)이 된다. 또한 수식 (4)의 두 오차항이 모두 무작위라면, 수식 (3)은 확률효과모형(random effects model)이 된다. 이상의 논의를 바탕으로 거시경제안정성과 지역경제성장을 추정하기 위한 실증분석 모형을 제시하면 다음과 같다.

[eqn: MS _{i t} `=` beta _{0} `+` beta _{1} TRIANGLE lnFD _{i t} `+` beta _{2} Y _{i t} `+` beta _{3} TAX` _{i t} `+` nu _{i} `+` epsilon _{i t}] ......................................................(5)

[eqn: Y _{it} `=` beta _{0} `+` beta _{1} TRIANGLE lnFD _{it} `+` beta _{2} TRIANGLE lnPUB _{it} `+` beta _{3} TRIANGLE lnPRIV _{it} ` _{it} `+` beta _{4} HUMAN _{it} `+# ``````````````````` beta _{5} TRIANGLE lnLABOR _{i t} `+` beta _{6} TAX _{i t} `+` beta _{7} MS _{i t} `+` nu _{i} `+` epsilon _{i t}]..............................(6)

Ⅳ. 실증분석 결과

1. 재정분권과 지역경제성장의 관계에 대한 분석결과

재정분권이 지역경제성장에 미치는 직접적인 영향은 다음과 같다. <표 3>에서 세입분권이 지역경제성장에 미치는 영향에 대한 모형 (2)와 모형 (5)의 Hausman 검정 결과 고정효과모형보다 확률효과모형이 적절한 것으로 나타났다. 그리고 Breusch-Pagan 검정은 오차항 등분산의 가설을 유의수준 1% 수준에서 기각하는 것으로 나타났으며, Wooldridge 통계량은 유의수준 1% 수준에서 무작위 오차항의 자기상관이 존재하는 것으로 나타나고 있다. 따라서 모형 (2)와 모형(5)의 이분산성과 자기상관을 치유하기 위해 FGLS 분석을 실시하였다.

Hausman 검정 결과 χ2값이 각각 13.73, 10.63(p>.05)으로 고정효과모형과 확률효과모형의 계수가 같다는 귀무가설을 기각하지 못하는 것으로 나타났다. 세출분권의 경우에도 χ2값이 각각 11.15, 9.04(p>.05)로 고정효과모형과 확률효과모형의 계수가 같다는 귀무가설을 기각하지 못하는 것으로 나타났다.

Breusch-Pagan 검정 결과 χ2값이 각각 94.94, 102.15(p<.01)로 나타났으며, 세출분권의 경우에도 χ2값이 각각 93.67, 98.87(p<.01)로 오차항 등분산의 가설을 기각하는 것으로 나타났다. 각 모형의 관찰치는 237개이며, R2는 세입분권의 경우 0.33-0.34, 세출분권의 경우 0.34-0.36으로 나타나고 있다.

본 연구에서 규명하고자 하는 재정분권과 지역경제성장의 관계를 논의하는데 사용된 계수 값은 모두 FGLS를 통해 추정된 값이며, pooled OLS, 확률효과모형, 고정효과모형의 값은 분석결과의 견고성(robustness)을 입증하기 위해 제시하였다.

<표 3> 세입분권과 지역경제성장의 관계에 관한 분석결과

구분	pooled OLS(1)	Random Effects(2)	FGLS(3)	pooled OLS(4)	Random Effects(5)	FGLS(6)
상수항	7.682*** (3.199)	8.318** (3.410)	10.835*** (2.779)	8.366*** (3.196)	8.790*** (3.366)	11.315*** (2.757)
소비자 물가상승률	-2.022*** (0.197)	-2.038*** (0.195)	-2.136*** (0.155)	-2.055*** (0.196)	-2.065*** (0.194)	-2.150*** (0.155)
공공투자	0.874** (0.355)	0.932** (0.372)	1.027*** (0.327)	0.870** (0.352)	0.927** (0.366)	0.999*** (0.327)
민간투자	0.128 (0.372)	0.088 (0.381)	-0.193 (0.288)	0.127 (0.370)	0.099 (0.377)	-0.187 (0.285)
인적자본 투자	0.006 (0.120)	-0.025 (0.133)	-0.122 (0.127)	0.029 (0.119)	-0.001 (0.130)	-0.074 (0.123)
노동 투입량	0.154 (0.404)	0.109 (0.435)	-0.002 (0.416)	0.242 (0.403)	0.208 (0.430)	0.078 (0.414)
조세 부담률	-0.223*** (0.084)	-0.244** (0.098)	-0.211*** (0.075)	-0.309*** (0.095)	-0.323*** (0.104)	-0.300*** (0.083)
세입분권 1	0.647 (0.636)	0.472 (0.741)	0.433 (0.598)
세입분권 2				1.278** (0.613)	1.217* (0.666)	1.150** (0.570)

주: 1) (   )의 값은 표준편차이며, * : p<.10, ** : p<.05, *** : p<.01을 의미함.

2) 종속변수: 지역내총생산 성장률(Y).

모형 (3)에서 세입분권 1은 지역경제성장에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났으며, pooled OLS와 GLS 모형에서도 동일한 결과를 보이고 있다. 반면 모형 (6)에서 세입분권 2는 지역경제성장에 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세입분권 2의 계수 값은 1.150으로 나타나고 있으며, 이는 다른 조건이 동일할 경우 세입분권이 1% 증가하면 1.15%의 지역경제성장이 이루어진다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 재정분권이 경제성장을 촉진한다는 Oates(1993)의 주장과 일치한다.

다른 설명변수들 중에서는 소비자물가상승률이 경제성장에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 모형 (3)과 모형 (6)에서 소비자물가상승률은 지역경제성장에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타나고 있다. 모형 (6)의 경우 소비자물가상승률의 계수 값은 -2.150이며, 다른 조건이 동일할 경우 소비자물가상승률의 1% 증가는 지역경제성장을 2.15% 감소시키는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 물가상승률이 경제성장에 부(-)의 영향을 미친다는 Fischer(1993)의 주장과 일치한다.

나머지 다른 설명변수들 중 공공투자는 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 조세부담률은 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 나타내고 있다. 그리고 민간투자, 인적자본투자, 노동투입량은 모든 모형에서 지역경제성장에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.

세출분권이 지역경제성장에 미치는 영향에 대한 분석결과는 다음과 같다. 모형 (3)에서 세출분권 1은 지역경제성장에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타난 반면, 모형 (6)에서 세출분권 2는 지역경제성장에 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세출분권 2의 계수 값은 1.404로 나타나고 있으며, 이는 다른 조건이 동일할 경우 세출분권이 1% 증가하면 1.40%의 지역경제성장이 이루어진다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 재정분권이 경제성장을 촉진한다는 Oates(1993)의 주장과 일치한다.

<표 4> 세출분권과 지역경제성장의 관계에 관한 분석결과

구분	pooled OLS(1)	Random Effects(2)	FGLS(3)	pooled OLS(4)	Random Effects(5)	FGLS(6)
상수항	7.604** (3.188)	8.215** (3.395)	10.788*** (2.798)	8.723*** (3.151)	9.137*** (3.311)	11.192*** (2.746)
소비자 물가상승률	-2.032*** (0.196)	-2.046*** (0.194)	-2.126*** (0.157)	-2.117*** (0.195)	-2.129*** (0.194)	-2.146*** (0.161)
공공투자	0.864** (0.354)	0.924** (0.371)	1.013*** (0.328)	0.856** (0.348)	0.913** (0.361)	0.949*** (0.326)
민간투자	0.131 (0.371)	0.094 (0.380)	-0.188 (0.292)	0.130 (0.365)	0.109 (0.372)	-0.151 (0.292)
인적자본 투자	0.023 (0.120)	-0.007 (0.133)	-0.127 (0.126)	0.079 (0.119)	0.052 (0.129)	-0.039 (0.123)
노동 투입량	0.170 (0.402)	0.131 (0.433)	-0.009 (0.415)	0.297 (0.397)	0.276 (0.422)	0.110 (0.405)
조세 부담률	-0.240*** (0.081)	-0.267*** (0.095)	-0.198*** (0.071)	-0.377*** (0.092)	-0.399*** (0.102)	-0.328*** (0.085)
세출분권 1	0.982 (0.619)	0.918 (0.725)	0.272 (0.554)
세출분권 2				2.034*** (0.619)	2.111*** (0.684)	1.404** (0.566)

주: 1) (   )의 값은 표준편차이며, * : p<.10, ** : p<.05, *** : p<.01을 의미함.

2) 종속변수: 지역내총생산 성장률(Y).

그리고 세출분권의 경우에도 소비자물가상승률이 경제성장에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 모형 (6)의 경우 소비자물가상승률의 계수 값은 -2.146이며, 다른 조건이 동일할 경우 소비자물가상승률의 1% 증가는 지역경제성장을 약 2.15% 감소시키는 것으로 나타났다. 이러한 결과 역시 물가상승률이 경제성장에 부(-)의 영향을 미친다는 Fischer

(1993)의 주장과 일치한다.

나머지 다른 설명변수들 역시 세입분권의 결과와 동일하게 나타나고 있다. 즉, 공공투자는 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 조세부담률은 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 나타내고 있다. 그리고 민간투자, 인적자본투자, 노동투입량은 모든 모형에서 지역경제성장에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.

2. 거시경제안정성의 매개효과에 대한 분석결과

<표 5> 세입분권과 거시경제안정성에 관한 분석결과

구분	pooled OLS(1)	Fixed Effects(2)	FGLS(3)	pooled OLS(4)	Fixed Effects(5)	FGLS(6)
상수항	4.629*** (0.213)	5.982*** (0.395)	4.754*** (0.252)	4.964*** (0.265)	6.261*** (0.415)	5.081*** (0.304)
경제성장률	-0.152*** (0.015)	-0.163*** (0.014)	-0.169*** (0.013)	-0.153*** (0.014)	-0.162*** (0.014)	-0.169*** (0.013)
조세부담률	-0.060*** (0.022)	-0.223*** (0.047)	-0.065** (0.027)	-0.086*** (0.024)	-0.256*** (0.046)	-0.092*** (0.028)
세입분권 1	0.111 (0.169)	-0.891** (0.419)	0.059 (0.202)
세입분권 2				0.344** (0.160)	0.085 (0.280)	0.327* (0.182)

주: 1) (   )의 값은 표준편차이며, * : p<.10, ** : p<.05, *** : p<.01을 의미함.

2) 종속변수: 거시경제안정성(MS).

다음으로 재정분권이 거시경제안정성을 통해 경제성장에 미치는 영향을 분석하였다. 먼저 재정분권이 거시경제안정성에 미치는 영향은 다음과 같다. <표 5>에서 세입분권이 거시경제안정성에 미치는 영향에 대한 모형 (2)와 모형 (5)의 하우스만 검정 결과 확률효과모형보다 고정효과모형이 적절한 것으로 나타났다. 그리고 Breusch-Pagan 검정은 오차항 등분산의 가설을 기각하지 못하는 것으로 나타났으며, Wooldridge 통계량은 유의수준 5% 수준에서 무작위 오차항의 자기상관이 존재하는 것으로 나타나고 있다. 따라서 모형 (2)와 모형(5)의 자기상관을 치유하기 위해 FGLS 분석을 실시하였다.

하우스만 검정 결과 χ2값이 각각 32.57, 24.86(p<.01)으로 고정효과모형과 확률효과모형의 계수가 같다는 귀무가설을 기각하는 것으로 나타났다. 세출분권의 경우에도 χ2값이 각각 27.45, 25.54(p<.01)로 고정효과모형과 확률효과모형의 계수가 같다는 귀무가설을 기각하는 것으로 나타났다.

Breusch-Pagan 검정 결과 χ2값이 각각 0.45, 0.14(p>.10)로 나타났으며, 세출분권의 경우에도 χ2값이 각각 0.60, 0.59(p>.10)로 오차항 등분산의 가설을 기각하지 못하는 것으로 나타났다. 각 모형의 관찰치는 237개이며, R2는 세입분권의 경우 0.16-0.33, 세출분권의 경우 0.19-0.35로 나타나고 있다.

모형 (3)에서 세입분권 1은 거시경제안정성에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타난 반면, 모형 (6)에서 세입분권 2는 거시경제안정성에 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 세입분권 2의 계수 값은 0.327로 나타나고 있으며, 이는 다른 조건이 동일할 경우 세입분권이 1% 증가하면 약 0.33%의 소비자물가상승률의 증가가 나타난다는 것을 의미한다. 나머지 설명변수인 경제성장률과 조세부담률은 모든 모형에서 소비자물가상승률에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 나타내고 있다. 이러한 결과는 재정분권이 거시경제안정성에 부정적인 영향을 미친다는 Prud'homme(1995)과 Tanzi(1996)의 주장과 일치한다.

세출분권이 거시경제안정성에 미치는 영향은 다음과 같다. 모형 (3)에서 세출분권 1은 거시경제안정성에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타난 반면, 모형 (6)에서 세출분권 2는 거시경제안정성에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 세출분권 2의 계수 값은 0.558로 나타나고 있으며, 이는 다른 조건이 동일할 경우 세출분권이 1% 증가하면 약 0.56%의 소비자물가상승률의 증가가 나타난다는 것을 의미한다. 나머지 설명변수인 경제성장률과 조세부담률은 모든 모형에서 소비자물가상승률에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 나타내고 있다. 이러한 결과는 재정분권이 거시경제안정성에 부정적인 영향을 미친다는 Prud'homme(1995)과 Tanzi(1996)의 주장과 일치한다.

<표 6> 세출분권과 거시경제안정성에 관한 분석결과

구분	pooled OLS(1)	Fixed Effects(2)	FGLS(3)	pooled OLS(4)	Fixed Effects(5)	FGLS(6)
상수항	4.664*** (0.204)	6.180*** (0.391)	4.788*** (0.240)	5.183*** (0.255)	6.669*** (0.409)	5.297*** (0.289)
경제성장률	-0.153*** (0.014)	-0.162*** (0.014)	-0.169*** (0.013)	-0.155*** (0.014)	-0.1632*** (0.014)	-0.169*** (0.013)
조세부담률	-0.065*** (0.021)	-0.248*** (0.047)	-0.071*** (0.026)	-0.103*** (0.023)	-0.267*** (0.045)	-0.109*** (0.027)
세출분권 1	0.220 (0.164)	-0.205 (0.455)	0.174 (0.193)
세출분권 2				0.561*** (0.158)	0.998*** (0.348)	0.558*** (0.178)

주: 1) (   )의 값은 표준편차이며, * : p<.10, ** : p<.05, *** : p<.01을 의미함.

2) 종속변수: 거시경제안정성(MS).

<표 7>은 재정분권이 지역경제성장에 미치는 직․간접적인 영향을 제시하고 있다. 첫 번째 열(A)은 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 영향을 의미하며, <표 3>과 <표 4>에 제시된 모형 3과 모형 6의 재정분권 계수 값이다. 두 번째 열(B)은 재정분권이 거시경제안정성에 미치는 직접적인 영향을 의미하며, <표 5>와 <표 6>에 제시된 모형 3과 모형 6의 재정분권 계수 값이다. 그리고 세 번째 열(C)은 거시경제안정성이 경제성장에 미치는 직접적인 영향을 의미하며, <표 3>과 <표 4>에 제시된 소비자물가상승률 계수 값이다. 네 번째 열(D)은 재정분권이 경제성장에 미치는 간접적인 영향을 의미하며, 두 번째 열(B)과 세 번째 열(C)의 값을 곱한 값이다. 마지막으로 다섯 번째 열(E)은 재정분권이 경제성장에 미치는 총 영향(직접적 영향+간접적 영향)을 의미하며, 첫 번째 열(A)과 네 번째 열(D)의 값을 더한 값이다.

<표 7>에 제시된 것처럼 재정분권 지표 중 국고보조금을 제외한 지표인 세입분권 2와 세출분권 2는 지역경제성장에 유의미한 정(+)의 영향을 직접적으로 미치는 것으로 나타났다. 그리고 물가상승률에 대한 직접적 영향에서도 세입분권 2와 세출분권 2가 유의적인 것으로 나타나고 있다. 재정분권이 지역경제성장에 미치는 직․간접적인 영향을 모두 고려한 경우 세입분권 2와 세출분권 2는 각각 0.447과 0.207의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

<표 7> 재정분권, 거시경제안정성 및 지역경제성장의 관계에 관한 분석결과

구분	경제성장에 대한 재정분권의 직접적 영향(A)	거시경제안정성에 대한 재정분권의 직접적 영향(B)	경제성장에 대한 거시경제안정성의 직접적 영향(C)	경제성장에 대한 재정분권의 간접적 영향(B×C=D)	경제성장에 대한 재정분권의 총 영향(A+D=E)
세입분권 1	0.433	0.059	-2.136***	-0.126	0.307(0.000)
세입분권 2	1.150**	0.327*	-2.150***	-0.703	0.447(0.447)
세출분권 1	0.272	0.174	-2.126***	-0.370	-0.098(0.000)
세출분권 2	1.404**	0.558***	-2.146***	-1.197	0.207(0.207)

주: (   )의 값은 통계적으로 유의미한 재정분권의 영향력이며, * : p<.10, ** : p<.05, *** : p<.01을 의미함.

본 연구의 분석결과를 종합해보면 다음과 같다. 재정분권은 직접적으로 지역경제성장에 긍정적인 영향을 미친다. 그러나 이와 동시에 재정분권은 물가상승률을 증가시켜 거시경제안정성에 부정적인 영향을 미치며, 이와 같은 부정적인 영향을 통해 경제성장을 저해하는 효과를 나타내게 된다. 이러한 결과는 재정분권이 경제성장에 미치는 영향은 거시경제안정성을 통해 나타나는 간접적인 영향력의 크기에 따라 달라질 수 있다는 것을 의미한다. 즉, 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 정(+)의 영향이 거시경제안정성을 통해 나타나는 부(-)의 영향보다 클 경우 재정분권은 경제성장을 촉진할 것이다. 반대로 재정분권이 거시경제안정성을 통해 경제성장에 미치는 부(-)의 영향이 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 정(+)의 영향보다 클 경우, 재정분권은 경제성장을 저해할 것이다.

비록 통계적으로 유의미하지는 않지만 세출분권1의 경우 재정분권이 지역경제성장에 미치는 총 영향이 -0.098로 나타나고 있다. 세출분권1의 경우 재정분권이 지역경제성장에 미치는 직접적인 영향은 0.272이고, 재정분권이 거시경제안정성을 통해 지역경제성장에 미치는 간접적인 영향은 -0.370이다.

Ⅴ. 결  론

본 연구는 재정분권, 재정분권의 잠재적 영향요인, 그리고 경제성장 간의 관계를 실증적으로 분석하고 있다. 16개 광역자치단체를 대상으로 1995년부터 2009년까지의 패널데이터를 사용한 분석을 실시하였으며, 분석결과의 안정성을 확보하기 위해 pooled OLS, GLS, FGLS 모형의 분석결과를 제시하였다. 그리고 세입분권 지표 2개와 세출분권 지표 2개 등 총 4개의 재정분권 측정지표를 통해 우리나라 광역자치단체의 재정분권 수준을 측정하였으며, 종속변수인 경제성장은 시․도별 지역내총생산 성장률을 통해 측정하였다. 실증분석 결과의 주요 내용은 다음과 같다.

첫째, 재정분권과 경제성장 간의 직접적 영향관계를 분석한 결과 재정분권은 지역내총생산 성장률로 측정된 지역경제성장에 긍정적인(+) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자치단체의 세입․세출에서 국고보조금을 제외한 세입분권 2(1.150)와 세출분권 2(1.404)는 지역경제성장에 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 자치단체의 세입․세출에서 국고보조금을 제외하지 않은 세입분권 1과 세출분권 1은 지역경제성장에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 재정분권은 지방정부가 자신들의 세입․세출에 대한 결정을 자율적이고 독립적으로 처리할 수 있는 수준을 의미하며, 조건부보조금인 국고보조금을 제외한 세입분권 2와 세출분권 2가 보다 적절한 측정지표라고 할 수 있다. 이러한 결과는 Oates(1993)가 주장하는 것처럼 재정분권이 경제성장을 촉진하는 긍정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다.

둘째, 재정분권은 거시경제안정성에 부정적인(-) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세입분권 2(0.327)와 세출분권 2(0.558)의 경우 거시경제안정성에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 소비자물가상승률로 측정된 거시경제안정성은 지역경제성장에 부정적인(-) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, Prud'homme(1995) 등이 주장하는 것처럼 재정분권은 거시경제의 불안정성을 야기하며, 거시경제의 불안정성은 경제성장을 더디게 만드는 부정적인(-) 영향을 미친다.

셋째, 재정분권이 경제성장에 미치는 영향은 거시경제안정성을 통해 나타나는 간접적인 영향력의 크기에 따라 달라질 수 있다는 것을 의미한다. [표 7]은 재정분권, 재정분권의 잠재적 영향, 그리고 경제성장 간의 관계를 종합적으로 나타내고 있다. 이 중 세입분권 1, 세입분권 2, 세출분권 2의 경우 경제성장에 대한 재정분권의 총 영향이 (+)로 나타나고 있는 반면, 세출분권 1은 (-)의 영향을 갖는 것으로 나타났다. 즉, 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 정(+)의 영향이 거시경제안정성을 통해 나타나는 부(-)의 영향보다 클 경우 재정분권은 경제성장을 촉진할 것이다. 반대로 재정분권이 거시경제안정성을 통해 경제성장에 미치는 부(-)의 영향이 재정분권이 경제성장에 미치는 직접적인 정(+)의 영향보다 클 경우, 재정분권은 경제성장을 저해할 것이다.

이상의 논의를 종합할 때 본 연구는 다음과 같은 함의를 제시하고 있다. 일반적으로 재정분권은 경제성장을 촉진하는 긍정적인 역할을 수행한다. 그러나 재정분권이 경제성장에 긍정적인 영향을 미치기 위해서는 재정분권을 추진하기 위한 법적․제도적 기반이 마련되어 있어야 하며, 지방정부가 자신들의 세입․세출을 독자적으로 결정할 수 있는 재정운영상의 자율성을 가지고 있어야 한다. 만약 재정분권이 성공적으로 추진될 수 있는 기반이 마련되어 있지 않은 상태에서 정치적인 목표를 달성하기 위한 수단으로 재정분권을 악용하는 경우, Prud'homme(1995)과 Tanzi(1996, 2002) 등이 지적하는 것처럼 재정분권이 거시경제 불안정성, 지역 간 격차, 부패 등을 야기하고 이는 다시 경제성장을 저해하는 결과가 발생될 것이다.

이러한 주장은 이용모(2004)의 연구결과와 본 연구의 결과에 대한 비교를 통해 뒷받침 될 수 있다. 이 연구에서 세출분권과 경제성장의 직접적인 관계는 (+)로 나타나고 있지만, 거시경제안정성의 매개효과를 고려하는 경우 세출분권과 경제성장의 관계는 (-)로 나타나고 있다. 참여정부 이전인 2002년까지 우리나라의 재정분권은 주로 지리적 분산 또는 위임의 형태로 이루어졌으며, 이로 인해 재정분권이 거시경제 불안정성을 야기하여 경제성장에 부정적인(-) 영향을 미치게 된 것으로 볼 수 있다. 그러나 2004년 ｢지방분권특별법｣의 제정을 통해 재정분권을 위한 법적․제도적 기반을 마련하였으며, 참여정부의 정부혁신지방분권위원회는 자치행정 역량 강화와 재정분권의 측면에서 가장 높은 성과를 나타냈다(김순은, 2010: 327). 이러한 노력들을 통해 지방자치단체가 자신들의 세입․세출을 독립적으로 결정할 수 있는 실질적 재정분권의 수준이 크게 향상되었으며, 이로 인해 거시경제 불안정성으로 인한 재정분권의 잠재적 영향력을 약화시킬 수 있게 되었다. 결국 재정분권이 가지고 있는 긍정적인 영향을 극대화하고 부정적인 영향을 최소화하기 위해서는 지방자치단체의 자주재원을 확충하고, 자치단체의 세입․세출 결정에 대한 중앙정부의 통제를 감소시킬 수 있는 방안들이 모색되어야 할 것이다.

본 연구는 재정분권에 대한 4가지 측정지표를 설정하고, 1995년부터 2009년까지의 패널데이터를 이용함으로써 선행연구들이 가지고 있는 한계점을 극복하고자 하였다. 그러나 본 연구 역시 다음과 같은 한계점을 가지고 있다. 첫째, 재정분권을 측정할 수 있는 보다 다양하고 정확한 지표의 개발이 필요하다. 본 연구는 4가지의 재정분권 측정지표를 사용하고 있기는 하지만, 이러한 4가지 지표가 재정분권의 모든 부분을 완전하게 설명하고 있지는 못하다. 따라서 문병기․복홍석(2009), 최병호․정종필(2001), Akai and Sakata(2002)의 연구에서 사용한 지방정부의 자주재원 비중 지표와 Meloche, Vaillancourt and Yilmaz(2004)의 연구에서 사용한 지방정부의 세입의존 비율 지표 등과 같은 다양한 측정지표들을 고려해야 할 필요성이 있다.

둘째, 재정분권과 경제성장 간의 관계에 영향을 미칠 수 있는 또 다른 변수에 대한 고려가 필요하다. 본 연구는 소비자물가상승률로 측정된 거시경제안정성이 재정분권과 경제성장 간의 영향 관계를 매개한다는 점을 제시하였다. 그러나 거시경제안정성 이외에도 지역 간 격차, 부패, 공공서비스 공급의 비효율성 등과 같은 다양한 요인들이 재정분권과 경제성장 간의 관계에 영향을 미친다. 따라서 재정분권이 경제성장에 미치는 영향을 보다 정확하게 파악하기 위해서는 재정분권의 잠재적 영향에 대한 추가적인 연구가 이루어져야 할 것이다.

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행정안전부 재정고(http://lofin.mopas.go.kr).

주운현(朱雲鉉): 건국대학교에서 행정학 박사학위를 취득하고(논문: 사용료․수수료 요율체계에 관한 연구, 2005), 현재 건국대학교 행정학과 강의교수로 재직 중이다. 주요 관심분야는 지방재정, 지방행정, 환경행정 등이며 주요 논문으로는 “수수료 요율의 부과기준에 관한 연구-원가보상율을 중심으로-(2005)”, “분권교부세 제도에 대한 지방자치단체의 인식에 관한 연구(2006)”, “복식부기회계제도에서의 지방자치단체사업의 원가산정에 관한 연구(2008)”, “공공시설의 합리적인 운영방안에 관한 연구(2009)”, “지방자치단체의 공공임대주택에 대한 거주자의 인식에 관한 연구(2011)”등이 있다.

<E-mail: joowh@hanmail.net / 논문접수일: 2011. 10. 20 / 심사개시일: 2011. 11. 01 / 심사완료일: 2011. 11. 21>

홍근석(洪槿碩): 건국대학교에서 행정학 석사학위를 취득하고, 동 대학원 박사과정을 수료하였다. 현재 건국대학교 행정문제연구소 전임연구원으로 근무하고 있으며, 주요 관심분야는 지방재정, 재무행정, 성과평가 등이다. 최근 논문으로는 “국고보조금이 지방정부의 재정지출에 미치는 영향분석: 사회복지분야 국고보조금의 fungibility 가설 검증(2011)”이 있다.

<E-mail: hong0582@paran.com>