제주도지역 공공자본의 효율성 분석과

｢지방정부연구｣ 제16권 제2호(2012 여름) : 67～82

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재정지출정책에 관한 함의

* 제1저자

** 공동저자

*** 교신저자

The Productivity of Public Capital in Jeju-Do and

Its Implication on Public Expenditure Policy

최 병 호*

주 만 수**

이 근 재***

이 논문에서는 지역생산함수 추정을 통해 제주도 지역의 공공자본 생산성을 분석한다. 구체적으로는 하여 공공자본이 지역산출에 미치는 효과를 분석하고, 그 결과를 이용하여 제주도와 다른 광역자치단체간의 공공자본 생산성의 차이를 검토하며, 또한 생산성의 차이가 존재한다면 그러한 차이가 나타나는 이유를 검토한다. 나아가 공공자본 형성에 사용되는 재정지출의 적정규모와 향후 제주도의 재정지출정책에 관한 함의를 도출한다. 주요 결과는 다음과 같다. 우선 제주도의 공공자본 산출탄력성은 다른 지역에 비해 다소 낮으며, 공공자본의 한계생산성은 상당히 낮은 것으로 나타난다. 제주도의 공공자본 생산성이 상대적으로 낮은 이유는 공공자본이 부족하기 보다는 오히려 민간자본스톡의 축적 수준이 낮아서 공공자본의 활용도가 높지 않기 때문임을 알 수 있는데, 이는 공공자본의 효율성을 높이기 위해서는 민간투자가 확충되어야 함을 의미한다. 재정지출 측면에서는 단순히 공공자본스톡의 총량을 증가시키는 것 보다는 민간자본 유치와 함께 민간투자의 활성화와 보다 밀접하게 연계된 공공재를 확인하여 재정지출에 있어서 우선순위를 두는 것이 중요함을 시사한다.

주제어 : 제주도, 공공자본, 재정지출정책

I. 서  론

제주도는 우리나라 광역자치단체 중 가장 규모가 작은 지역이며, 도서지역으로서 다양한 측면에서 다른 광역자치단체와는 차별적인 특성을 지닌 지역이다. 또한 2006년부터 제주특별자치도가 출범함에 따라 제주도는 광범위한 자치권이 보장되는 특별자치도로서의 법적 지위를 가진 유일한 자치단체라는 점에서 제도적으로 독특한 위상을 지닌다. 재정적 측면에서 이러한 차별성은 제주특별자치도세 신설, 과세면제 등에 관한 특례, 세율조정에 관한 특례, 지방교부세에 관한 특례, 광역·지역발전특별회계 상의 제주계정 설치, 지방채발행의 특례, 주민참여예산제도, 교육재정 상의 특례 등에서 나타난다(손희준, 2009; 2010).

또한 제주특별자치도 특별법에서는 국가는 제주특별자치도의 자발적인 성과제고 노력을 유발하기 위하여 국세의 세목을 이양하거나 제주특별자치도에서 징수되는 국세를 이양하는 등 행정·재정적 우대 방안을 마련하여 조속히 시행하여야 한다는 규정도 두고 있다.

제주특별자치도 출범 이후 최근까지 그간의 그 성과, 문제점 및 한계 등에 대해 다양한 평가가 진행되어왔는데, 재정적 측면과 관련된 그간의 성과는 그리 성공적이지 않았던 것으로 평가된다(손희준, 2009; 라휘문, 2009 등). 중앙정부의 재정지원이 충분하지 못하여 특별자치기능 수행으로 발생하는 재정수요를 감당하는데 곤란을 겪고 있으며, 제주특별자치도 스스로도 과세면제에 관한 특례 활용과 제한적으로 탄력세율을 적용하는 것 이외는 재정지원 관련 특례를 충분히 활용하지 못한 것으로 지적된다. 이에 대해 중앙정부의 재정이전 확충과 함께 국세의 세목이양과 국세수입의 지방재정 이양 등이 필요하며(라휘문, 2009), 제주도에 대한 재정총액 포괄지원제도 도입이 제안된 바 있다(이원희, 2009). 또한 제주특별자치도의 입장에서 지방세와 세외수입 등 자체재원을 확충하기 위한 방안과 효과 등도 제시된다(라휘문, 2009; 유태현, 2009; 고태호‧임정현, 2010 등).

이와 같이 제주특별자치도의 재정과 관련된 연구들에서는 주로 재정수입 측면에서의 애로를 타개하는 것이 특별자치도 제도의 안정적인 정착과 지역발전을 위해 필요함을 강조하고 있다. 반면 재정지출 측면에서는 지출 항목별로 다른 시‧도와의 비교 또는 시계열적인 추세를 검토하거나(라휘문, 2009), 재정지출 절감을 위한 노력을 점검하는(손희준, 2009) 정도의 연구만 제시된 바 있다. 즉 제주특별자치도의 재정과 관련하여 수입 측면에 비해서는 재정지출 측면에는 상대적으로 관심이 적었던 것이다.

제주도지역 공공자본의 효율성 분석과 재정지출정책에 관한 함의

｢지방정부연구｣ 제16권 제2호(2012 여름)

그런데 제주도가 지닌 다양한 특성을 염두에 둘 때, 재정지출정책에서도 제주도는 다른 시‧도와 상당히 차별적일 필요가 있다. 특히 산업구조 측면에서 관광산업을 위시한 서비스업과 농업이 제주도 경제에서 차지하는 절대적인 중요성을 감안하면 민간부문이 선호하는 공공서비스의 유형은 다른 시‧도와는 차이가 날 수 있으며, 또한 공공서비스가 주민들의 생활과 민간부문의 경제활동에 미치는 효과도 다른 지역과는 차이가 날 것으로 예상된다. 이러한 점을 구체적으로 확인할 수 있다면 그 결과는 제주특별자치도의 재정지출정책의 수립과 집행에 유용한 함의를 제공할 수 있을 것이다. 나아가 재정지출의 효율성 제고에 도움을 줄 수 있다면 제주도가 처한 재정수입 확보 측면에서의 애로를 극복하는데도 기여할 수 있을 것이다.

이 논문에서는 지역생산함수의 추정을 통하여 공공투자를 통해 형성된 공공자본이 지역경제에 미치는 효과를 분석하며, 제주도지역과 다른 시‧도 지역 간의 공공자본 생산성의 차이를 확인한다. 만약 생산성의 차이가 존재한다면 그러한 차이가 나타나는 이유에 대해 검토한다. 이러한 분석을 통하여 제주도 공공투자의 적정 규모와 방향에 관한 함의를 도출한다.

지역생산함수의 추정은 지역경제성장에 대한 생산요소 별 기여도를 확인하는 방법으로 널리 사용된다. Aschauer(1989)가 미국의 자료를 이용한 분석을 통하여 일반적인 예상과는 상반되게 공공자본의 산출탄력성이 민간자본의 산출탄력성에 비해 오히려 높다는 결과를 확인한 이후 공공부문 자본스톡은 거시경제적 성과를 제고시킬 수 있는 잠재적인 동력으로 간주되면서 공공부문의 자본축적과 민간부문의 산출량 또는 생산성 간의 관계에 대해 많은 연구가 진행되었다. 그런데 Aschauer(1989)의 후속 연구들은 대체로 공공자본스톡은 부의 생산성을 나타내거나 혹은 생산적이지 못하다는 결론에 도달한다(Aaron, 1990; Tatom, 1991; Evans and Karras, 1994; De Hann and Sturm, 1995; Holtz-Eakin, 1994; Baltagi and Pinnoi, 1995; Garica-Mila et. al., 1996; Aly and Strazicich, 2000 등). 우리나라에서도 공공부문 자본스톡의 경제적 효과와 자원배분 상의 효율성 및 적정성 등에 관해 다양한 연구가 발표된 바 있는데, 추정방식과 자료 등에 따라 결과는 다소 상충적이다(박승록‧이상권, 1997; 김재형‧김동욱, 1998; 유일호, 2002; 신희철‧이재민, 2004; 박현 외, 2004; 문춘걸‧현진권, 2004; 류덕현, 2006; 김종구, 2008; 류덕현, 2008; 이근재‧최병호, 2010 등).

공공자본의 생산성 분석 관련 선행연구에 관한 요약은 이근재‧최병호(2010)의 정리 참조.

이 논문에서 지역생산함수 추정은 기본적으로 이근재‧최병호(2010)의 방법을 따른다. 하지만 이 논문의 목적 상 공공자본이 산출에 미치는 영향을 확인함에 있어서 제주도지역과 다른 지역을 구분하며, 또한 제주도지역에 있어서는 특별자치도 출범 전후 시기를 구분한다. 나아가 추정 결과 제주도 공공자본 생산성이 다른 시‧도 지역과 차이가 난다면 그 이유에 대해 구체적으로 검토한다. 생산함수 추정에 사용되는 자료는 이근재 외(2010)에서 추계한 민간자본과 공공자본 추계 자료 중에서 지방자치제도 시행 이후 시기의 연도별 자료를 발췌하여 사용한다.

이 논문은 다음과 같이 구성된다. 제2절에서는 공공자본의 산출탄력성 추정모형과 방법, 그리고 자료에 대해 설명한다. 제3절에서는 추정결과를 제시하고 공공자본의 생산성을 파악하여 제주도와 다른 시‧도 지역 간에 비교한다. 제4절에서는 제주도지역 공공자본의 생산성이 다른 지역과 차이가 나타나는 이유에 대해 검증하고 그 결과를 통하여 제주도의 재정지출정책에 관한 함의를 도출한다. 제5절은 결과를 요약하고 결론을 내린다.

II. 지역생산함수 모형과 추정방법

이 절에서는 제주도지역 공공자본의 생산성을 분석하기 위한 지역생산함수 추정방법과 자료에 대해 설명한다. 지역생산함수는 지역 내에 고용된 생산요소들에 의해 지역경제의 성과가 결정됨을 전제하는데, 실증분석을 통해 지역경제의 성장에 관한 공공부문 생산요소의 기여도를 정량적으로 확인할 수 있다.

우선 공공자본을 고려한 지역생산함수는 다음과 같이 설정한다.

[eqn: Y _{i,t} =f(PL _{i,t} ,PK _{i,t} ,GK _{i,t} )]                                                   (1)

식 (1)에서 [eqn: Y _{i,t}]는 지역의 산출량(GRDP), [eqn: PL _{i,t}]는 민간부문 노동자수, 그리고 [eqn: PK _{i,t}]와 [eqn: GK _{i,t}]는 각각 민간부문과 공공부문의 자본스톡을 나타낸다. 하첨자 [eqn: i]와 [eqn: t]는 지역과 시간을 각각 나타낸다.

추정을 위해 콥-더글러스 생산함수를 가정하고 로그를 취하며, 통제변수로서 몇몇 거시경제변수를 추가하여 아래와 같은 추정방정식을 얻는다.

[eqn: lnY _{i,t} =lnA+ alpha lnPL _{i,t} + beta lnPK _{i,t} + gamma lnGK _{i,t} + delta u _{i,t} +IMF+ epsilon _{i,t}]              (2)

식 (3)에서 [eqn: u]는 실업률을 나타내며, [eqn: IMF]는 더미변수로서 우리 경제가 경제위기에 직면했던 1997년과 1998년을 1로, 그리고 나머지 해는 0으로 각각 둔다. 또한 [eqn: epsilon]은 오차항을 나타낸다. 계수 추정치 중 [eqn: alpha], [eqn: beta] 및 [eqn: gamma]는 각각 해당 투입요소의 산출탄력성이 된다. 이 값들을 이용하여 투입요소 별 한계생산성을 도출할 수 있는데, [eqn: MPL]을 노동의 한계생산성, [eqn: MPK]는 민간자본의 한계생산성, 그리고 [eqn: MPG]는 공공자본의 한계생산성으로 각각 표시하면

[eqn: MPL= alpha TIMES {Y} over {PL}]; [eqn: MPK= beta TIMES {Y} over {PK}]; [eqn: MPG= gamma TIMES {Y} over {GK}]                         (3)

의 관계가 성립한다.

한편 식 (3)에서 더미변수를 활용함으로써 제주도와 타 지역 간의 공공부문 생산성의 차이를 파악할 수 있으며, 또한 제주특별자치도 출범 전후 시기에 공공자본의 생산성에 차이가 나타나는지를 검토할 수 있다. 이를 위해 추정방정식을 다음과 같이 확장한다.

[eqn: lnY _{i,t} = & lnA+ alpha lnPL _{i,t} + beta lnPK _{i,t} + gamma lnGK _{i,t} +` gamma _{J} TIMES D _{J} TIMES GK _{i,t}# & gamma _{JA} TIMES D _{J} TIMES D _{A} TIMES GK _{i,t} + delta u _{i,t} +IMF+ epsilon _{i,t}]              (4)

식 (4)에는 두 가지 더미변수가 포함되는데, 우선 [eqn: D _{J}]는 제주도지역 더미변수로서 제주도는 1, 다른 시‧도는 0의 값을 각각 가진다. 따라서 [eqn: D _{J}]와 [eqn: GK _{i,t}]의 상호작용변수의 계수인 [eqn: gamma _{J}]는 제주도와 타 지역 간의 공공자본 산출탄력성의 차이를 보여준다. 만약 [eqn: gamma _{J}]의 추정치가 통계적으로 유의하지 않다면 제주도와 다른 지역 간에 공공자본의 산출탄력성에는 유의미한 차이가 없는 반면 [eqn: gamma _{J}]의 추정치가 유의적이라면 다른 지역의 산출탄력성은 [eqn: gamma]이지만 제주도지역의 산출탄력성은 [eqn: gamma + gamma _{J}]가 된다. 즉 [eqn: gamma _{J}]의 추정치가 부(정)의 유의적인 값을 가진다면 제주도지역의 산출탄력성이 다른 지역에 비해 [eqn: gamma _{J}]만큼 낮음(높음)을 의미한다. 또 다른 더미변수인 [eqn: D _{A}]는 특별자치도 시대 더미변수로서 제주특별자치도가 출범한 2006년 이후는 1로, 그 이전은 0으로 각각 둔다. 따라서 [eqn: D _{A}]와 [eqn: D _{J}], 그리고 [eqn: GK _{i,t}]의 상호작용변수의 계수 [eqn: gamma _{JA}]는 제주특별자치도 출범 이후 제주도지역의 공공자본 산출탄력성의 변화를 나타낸다. 만약 [eqn: gamma _{JA}]의 추정치가 비유의적이면 특별자치도 출범 이전과 비교할 때 출범 이후에도 제주도지역의 공공자본 산출탄력성에는 특별한 차이가 없는 반면 [eqn: gamma _{JA}]의 추정치가 정(부)의 유의적인 값을 가지면 특별자치도 출범 이후 제주도지역 공공자본의 산출탄력성이 증가(감소)했음을 의미한다.

이상을 정리하면, 만약 [eqn: gamma _{J}] 및 [eqn: gamma _{JA}]의 추정치가 각각 통계적으로 유의적이라면 제주도를 제외한 다른 지역의 공공자본 산출탄력성은 [eqn: gamma]이 되며, 제주도지역의 공공자본 산출탄력성은 특별자치도 출범 이전 시기에는 [eqn: gamma + gamma _{J}], 그리고 이후는 [eqn: gamma + gamma _{J} + gamma _{JA}]가 각각 된다.

추정에 사용된 자료는 다음과 같다. 산출 및 투입변수, 그리고 거시통제변수의 자료는 1995년에서 2007년까지 13년간의 시도별 패널 자료이며, 2000년 기준 실질 값이다. 산출변수는 민간부문의 산출로서 지역내총생산(통계청)에서 정부부문의 산출을 차감한 값이다. 투입요소 가운데 민간노동은 사업체노동실태조사보고서(노동부)의 지역별‧산업별 종사자수 자료 가운데 정부 관련 종사자수를 차감한 값을 이용한다. 거시통제변수인 실업률은 통계청의 경제활동인구조사 자료에 나타난 시도별 실업률을 이용하며, 경제위기 변수는 1997년과 1998년을 더미변수로 두어 외환금융위기기의 특수한 상황을 반영한다. 그런데 투입요소 중 민간자본스톡과 공공자본스톡의 경우는 지역별 자료가 공식적으로 발표되지 않기 때문에 이근재‧최병호(2010)에서 추계한 1977〜2007년의 추계치 중에서 해당 기간 자료를 발췌하여 사용한다.

이근재‧최병호(2010)에서는 지역별 공공자본스톡의 추계에는 다항식 기준연도접속법을 사용하며, 민간자본스톡의 추계에서는 전국 단위의 자본스톡 값을 적절한 기준에 따라 지역별로 할당하는 방식을 사용한다.

III. 제주도지역 공공자본의 생산성 분석

1. 스톡효과를 통해 본 제주도지역 공공자본의 산출탄력성

우선 가장 일반적인 오차항을 가정하고 각 시도별 지역적 특성이 상이하다는 사실만을 고려하여 추정한 결과가 <표 1>에 제시된다. 하우즈만 검증 결과 고정효과모형이 우위에 있는 것으로 나타남에 따라 고정효과모형의 결과만을 제시하는데, 모형 (1)〜(4)까지는 통제변수들을 변화시킨 추정 결과이다. 고정효과모형 (1)〜(4)에서는 F값이 모두 1% 수준에서 유의적이어서 모형설정에 문제가 없음을 알 수 있다.

추정에서 핵심변수인 공공자본의 계수 추정치는 모든 모형에서 정의 값을 가지지만 비유의적인데, 이는 공공자본의 민간생산에 유의적으로 기여하고 있다는 사실을 입증하지 못하는 결과이다. 나아가 제주도지역 더미와 공공자본변수를 곱한 상호작용변수의 계수 추정치 또한 비유의적이어서 제주도에서도 공공자본이 민간생산에 기여한다는 사실을 보여주지 못한다. 또한 그리고 특별자치도 출범 이후 시기의 제주도지역 공공자본 생산탄력성의 변화를 살펴보기 위해 사용한 상호작용변수의 계수 추정치 역시 비유의적으로 나타남에 따라 특별자치도 출범으로 공공자본 생산탄력성에 구조적 변화가 있었다고 볼 수 없다. 다만 특별자치도 출범 이후 시기는 2006년과 2007년만 고려됨에 따라 관측치 수가 너무 적어서 이 결과를 통해 산출탄력성의 구조적 변화가 없었다고 단정 짓기는 곤란하다.

다른 변수들의 추정치를 살펴보면, 각 모형에서 노동의 산출탄력성, 민간자본의 산출탄력성은 모두 정의 유의적인 값을 나타내어 예상과 부합한다. 또한 모형 (3)과 (4)에서 실업률 변수의 계수 추정치는 부(-)의 유의한 값을 가지므로 실업률이 경제성장에 부의 영향을 미침을 알 수 있다. 한편 IMF 더미 변수는 비유의적인 정(+)의 유의한 값으로 나타남으로써 예상과는 다소 다른 결과를 보여준다.

<표 1> 공공자본의 산출탄력성 분석 (지역특성만 고려)

	모형 (1)	모형 (2)	모형 (3)	모형 (4)
[eqn: constant]	7.2997 (34.25)***	7.2985 (6.88)***	7.4332 (38.61)***	7.4125 (38.49)***
[eqn: alpha]	0.0539 (2.50)**	0.0536 (2.48)**	0.0616 (3.16)***	0.0864 (3.43)***
[eqn: beta]	0.4967 (12.77)***	0.4984 (12.74)***	0.4601 (12.98)***	0.4457 (12.19)***
[eqn: gamma]	0.0072 (0.24)	0.0059 (0.20)	0.0395 (1.46)	0.0380 (1.41)
[eqn: gamma _{J}]	0.0197 (0.65)	0.0136 (0.41)	0.0056 (0.19)	-0.0057 (-0.19)
[eqn: gamma _{JA}]		0.0019 (0.46)	0.0015 (0.40)	0.0017 (0.46)
[eqn: u]			-0.0275 (-8.70)***	-0.0297 (-8.58)***
[eqn: IMF]				0.0290 (1.55)
R^2	0.89	0.9024	0.9108	0.9305
F or Wald [eqn: chi ^{2}]	973.02***	776.54***	6812.87***	700.21***

주: 괄호 안의 값은 t-값으로서 ***, **, 및 * 는 각각 1%, 5%, 및 10% 수준에서 유의적임을 의미함.

그런데 <표 1>에 나타난 결과는 전반적으로 F-값이 유의적이고 변수들의 추정치가 대체로 이론적 예상과 부합하기는 하지만 규모에 대한 수익체감이 과도하게 나타나는 점은 선행연구 결과와는 달라서 추정결과의 신뢰성에 의문이 제기될 수 있다. 이런 점을 감안하여 지역적 특성과 함께 시간효과를 고려하며, 오차항에 대한 가정을 완화하여 추정한다.

Cobb-Douglas 생산함수에서 생산요소 계수 추정치의 합이 모든 모형에서 1보다 현저히 적으므로 규모에 대한 수확체감이 나타난다.

오차항을 [eqn: epsilon _{i,t`} = tau _{i} + nu _{i,t}]로 두면, 첫 번째 항(first moment)에서 시간에 따라 변화하는 특성을 가질 경우가 존재할 수 있음을 고려하여 시간가변효과(time varying effect) 혹은 시간효과(time effect)를 모형에 반영할 수 있다. 즉 오차항을 [eqn: epsilon _{i,t`} = eta _{i} + tau _{i} + nu _{i,t}]로 두고 시간변수인 [eqn: eta _{i}]가 시간 [eqn: t]에 대해 체계적으로 변화하는 것으로 가정하여 추정할 경우에는 시간가변효과 모형이 되며, 시간변수 [eqn: eta _{i}]가 각 시기별 더미변수로 포함되면 시간효과모형이 된다.

<표 2>는 위에서 고려한 지역적 특성뿐만 아니라 시간적 변화 및 시간특성을 추가로 고려한 모형의 추정결과와 오차항에 대한 기본 가정을 조금씩 변화하고 완화시킨 경우의 추정결과를 제시한다. 우선 모형 (1)은 시간가변효과를 모형에 포함하여 추정한 결과인데, 공공자본의 계수 추정치와 함께 제주도지역 공공자본 계수 추정치 모두 정(+)의 값으로 나타나지만 비유의적이다. 그런데 모형 (1)에서는 시간가변요인이 유의적이지 않으므로 잘못된 추정모형일 가능성이 높다. 한편 모형 (2)는 시간에 따라 변화하지는 않지만 시기별로 다른 성장률을 가지는 보다 일반적인 상황을 가정한 시간효과를 고려한 모형이다. 우선 시간효과가 있는 것으로 나타나므로 모형설정에서 시간효과를 고려하여야 함을 보여주는데, 모형 (2)에서는 공공자본의 계수 [eqn: gamma]의 추정치가 정의 유의한 값을 가지는 것으로 나타난다. 그러나 제주도의 공공자본 탄력성이 타 지역과 차이가 있는가를 보여주는 계수 [eqn: gamma _{J}]와 특별자치도 출범 이후의 변화를 보여주는 계수 [eqn: gamma _{JA}]의 추정치는 각각 비유의적이다. 이 결과는 제주도지역과 다른 지역 간에 공공자본 산출탄력성에서의 차이가 없으며, 또한 특별자치도 출범 이후에도 제주도지역 공공자본의 산출탄력성에 특별한 변화가 없음을 보여준다.

여기서는 시간효과를 고려하므로 경기상황을 보여 주는 실업률과 IMF 더미 변수 등은 추정에서 제외한다.

한편 모형 (1)과 (2)는 모두 오차항이 i.i.d.의 분포를 가짐을 가정한 것임에 반해 오차항에 대한 가정을 완화하여 이분산성 혹은 자기상관이 존재하는 경우도 고려한다. 우선 모형 (3)의 결과는 시간효과를 고려하면서 동시에 오차항에 이분산성이 존재함을 가정하여 추정한 결과이다. 모형 (3)에서는 공공자본의 산출탄력성이 0.07의 정의 유의한 값을 가지는데, 이는 공공자본 1% 증가는 제주도 이외의 지역에서는 민간 GRDP를 약 0.07% 상승시킴을 의미한다. 또한 제주도와 다른 지역과의 공공자본 산출탄력성 차이를 보여주는 계수 [eqn: gamma _{J}]의 추정치는 -0.0041의 유의적인 값을 가진다. 이는 제주도의 경우는 공공자본 1% 증가에 대해 민간 GRDP는 약 0.065%정도 상승함을 보여주는 것으로서 제주도의 공공자본 산출탄력성은 다른 지역에 비해 다소 낮음을 알 수 있다. 한편 특별자치도 출범 이후의 산출탄력성의 변화를 보여 주는 계수 [eqn: gamma _{JA}]의 추정치는 비유의적인 값으로 나타나므로 특별자치도 출범 이후 뚜렷한 변화가 있다고 볼 수 없다.

오차항 [eqn: epsilon _{i,t`} = eta _{i} + tau _{i} + nu _{i,t}]의 두 번째 항(second moment) [eqn: nu _{i,t}]가 i.i.d.의 분포를 가지지 않고 자기상관 혹은 이분산이 존재하면 비효율적인 추정량이 도출될 수 있다(민인식‧최필선, 2009). 즉 [eqn: nu _{i,t} = phi + theta _{i} nu _{i,t-1}]에서 [eqn: theta _{i} = theta]라면 이분산이 존재하지 않지만 그렇지 않으면 이분산이 존재한다. 또한 [eqn: theta _{i} =0]이라면 자기상관이 존재하지 않으나 그렇지 않다면 자기상관이 존재한다. 실증분석에서는 오차항의 자기상관구조와 이분산성을 차례로 고려한다.

마지막으로 모형 (4)는 오차항에 이분산과 함께 자기상관이 존재할 가능성을 동시에 고려한 모형인데, 추정 결과는 모형 (3)과 상당히 유사하다. 우선 공공자본 산출탄력성의 추정치는 0.2669로서 상당히 높은 것으로 나타난다. 여기서도 [eqn: gamma _{J}]의 추정치는 부의 유의적인 값을 가짐으로써 제주도의 공공자본 산출탄력성은 다른 지역에 비해 낮은 것으로 나타나며, [eqn: gamma _{JA}]는 비유의적인 값을 가지므로 특별자치도 출범 이후에도 그 전과는 특별한 변화가 없음을 보여준다.

<표 2> 공공자본의 산출탄력성 추계(시간효과 고려 및 오차항의 가정 변화)

	First moment		Second moment
	모형 (1): time varying effect 가정	모형 (2): time effect 가정	모형 (3): 이분산 가정	모형(4): 이분산 및 AR(1) 가정
[eqn: constant]	-2.6852 (-0.07)	6.1065 (6.88)***	-0.2954 (6.88)***	1.3733 (6.88)***
[eqn: alpha]	0.0497 (1.86)*	0.2367 (6.04)***	0.1521 (6.22)***	0.2786 (8.90)***
[eqn: beta]	0.4993 (12.69)***	0.3579 (8.21)***	0.8163 (23.48)***	0.4505 (10.05)***
[eqn: gamma]	0.0003 (0.01)	0.0917 (2.51)**	0.0704 (4.81)***	0.2669 (10.62)***
[eqn: gamma _{J}]	0.0149 (0.44)	-0.0367 (-1.28)	-0.0041 (-3.24)***	-0.0145 (-6.75)***
[eqn: gamma _{JA}]	0.0018 (0.44)	-0.0017 (-0.52)	-0.0025 (-1.03)	-0.0036 (-1.48)
time varying effect	1.3297 (0.25)	-	-	-
time effect	-	Yes	Yes	Yes
R^2	0.90	0.95	-	-
F or Wald [eqn: chi ^{2}]	645.20***	266.65***	40373.14***	14123.12***

주: 괄호 안의 값은 t-값으로서 ***, **, 및 * 는 각각 1%, 5%, 및 10% 수준에서 유의적임을 의미함.

이상의 추정 결과는 다음과 같이 정리된다. 첫째, 추정모형을 선택하는데 있어서는 시간효과를 고려하는 것이 타당할 것으로 판단된다. 즉 시간효과를 고려한 모형에서 시간효과가 있는 것으로 나타나며, 시간효과를 고려하지 않은 모형에서는 공공자본 계수의 추정치들이 일반적 예상과 달리 유의적인 값을 보여주지 못한다. 또한 시간효과를 고려하지 않는 경우 생산요소의 산출탄력성의 합이 과도하게 낮게 추정된 반면, 시간효과를 고려할 때는 선행연구들의 결과와 유사하게 1에 근접한 값으로 나타난다. 둘째, 시간효과를 고려한 모형의 추정 결과에서는 공공자본은 민간부문의 산출에 긍정적인 역할을 하는 것으로 나타난다. 셋째, 제주도의 경우에도 공공자본은 민간경제에 긍정적 영향을 미치지만 그 정도는 다른 지역에 비해 다소 낮은 것으로 나타난다. 넷째, 제주특별자치도 시행 전후를 비교하면 뚜렷한 변화를 통계적으로는 나타나지 않는데, 특별자치도 시행 이후 시기는 2006년과 2007년의 두 해만 고려함에 따라 분석기간이 너무 짧아서 이 결과에 대해서는 단정적으로 해석하는 것이 곤란하다.

제주도의 공공자본의 산출탄력성이 다른 지역에 비해 낮은 데에는 다양한 이유가 있을 수 있는데, 대체로 다음과 같은 가능성을 제기할 수 있다. 첫째, 민간부문의 제주도 내 집적도가 낮아서 공공재의 활용도가 낮을 수 있는데, 즉 제주도 내 산업의 집적수준이 약하여 공공재 단위당 규모의 경제를 누리지 못하고 있을 가능성이다. 둘째, 제주도의 민간부문에서 요구하는 유형의 공공재가 적절하게 공급되지 않았기 때문일 수 있다. 셋째, 공간적인 측면에서 생산성이 낮은 곳에 공공재가 공급되었을 가능성도 있다. 넷째, 공공부문의 비효율적 운용 때문일 수도 있다. 다음 절에서는 이 문제에 관해서는 구체적으로 검토한다.

2. 제주도 공공자본의 생산성 분석

이제 공공자본의 산출탄력성을 이용하여 제주도지역 공공자본의 한계생산성을 다른 시‧도지역과 비교한다. <표 3>은 앞에서 추정된 민간자본과 공공자본의 산출탄력성을 이용하여 시‧도별로 한계생산성을 계산한 결과이다. 한계생산성은 식 (3)에 나타나듯이 생산요소 별 산출탄력성에 해당 지역의 GRDP 대비 자본스톡 비율의 역수를 곱하여 계산한다. 추정모형 별로 산출탄력성 값이 모두 다르므로 여기서는 선행연구에서 구한 산출탄력성과 가장 유사한 값을 나타내는 모형 (3)의 결과를 선택한다.

<표 3>에서 제주도의 공공자본 한계생산성은 약 0.069로서 전국 평균 0.166에 비해 약 41.56% 수준으로 상당히 낮으며, 16개 시‧도 중에서 강원도 다음으로 낮음을 알 수 있다. 지역별로는 울산, 서울, 인천, 경기 등의 공공자본 한계생산성이 높은 반면 전남, 전북, 제주, 강원에서는 낮다. 수도권과 비수도권을 비교하면, 비수도권지역은 0.143이어서 수도권지역의 0.263에 비해 상당히 낮음을 알 수 있다. 대도시와 도 지역을 비교하면, 대도시의 경우 0.239이고 도 지역의 경우 0.109로 대도시가 도 지역에 비해 2배 이상 높다. 경기도를 제외한 도 지역의 한계생산성은 약 0.095 수준으로 줄어들어서 대도시지역과 차이는 더욱 확대된다. 또한 제주도의 공공자본 한계생산성은 도 지역 평균 보다 낮은 것으로 나타난다.

한편 민간자본 한계생산성 대비 공공자본 한계생산성 비율을 보면, 제주도는 약 0.259로 역시 전국 시‧도 중 15위로 가장 낮은 수준이다. 지역별로 보면 서울, 울산, 인천 순으로 높으며, 전남, 전북, 제주, 강원 등이 낮다. 수도권과 비수도권을 비교하면, 수도권은 0.8124이나 비수도권은 0.490으로서 수도권지역이 비수도권에 비해 상당히 높은 것으로 나타난다. 대도시와 도 지역을 비교하면, 대도시의 경우 0.791이고 도 지역의 경우 0.368로 대도시가 도 지역에 비해 2배 이상 높다. 경기도를 제외하면 약 0.329 수준으로 낮아져서 대도시와의 차이는 더욱 확대된다. 또한 제주도는 도 지역 평균보다도 상당히 낮음을 알 수 있다.

민간자본 한계생산성 대비 공공자본 한계생산성의 비율이 낮다는 것은 공공자본이 상대적으로 과도하게 공급되어 있음을 의미하는 것이다. 즉 공공자본의 혼잡도는 그리 높지 않으므로 민간부문의 경제활동이 활성화됨으로써 공공재의 활용도를 높일 필요가 있음을 시사한다.

<표 3> 지역별 민간자본 및 공공자본 한계생산성

지역	민간자본 한계생산성(A)	공공자본 한계생산성(B)	B/A(%)
서울	0.298 (0.021)	0.314 (0.020)	1.056
부산	0.284 (0.035)	0.203 (0.010)	0.715
대구	0.293 (0.037)	0.177 (0.015)	0.604
인천	0.329 (0.026)	0.256 (0.032)	0.778
광주	0.277 (0.043)	0.204 (0.022)	0.737
대전	0.268 (0.013)	0.177 (0.011)	0.661
울산	0.361 (0.032)	0.338 (0.018)	0.937
경기	0.344 (0.042)	0.217 (0.029)	0.632
강원	0.275 (0.027)	0.054 (0.010)	0.198
충북	0.285 (0.024)	0.113 (0.016)	0.396
충남	0.285 (0.015)	0.112 (0.010)	0.391
전북	0.259 (0.016)	0.078 (0.013)	0.300
전남	0.305 (0.029)	0.093 (0.015)	0.304
경북	0.312 (0.015)	0.117 (0.010)	0.375
경남	0.327 (0.030)	0.126 (0.034)	0.384
제주	0.266 (0.021)	0.069 (0.012)	0.259
수도권	0.324	0.263	0.812
비수도권	0.292	0.143	0.490
대도시	0.302	0.239	0.791
도	0.295	0.109	0.368
도(경기 제외)	0.289	0.095	0.329
전국 평균	0.298	0.166	0.555

주: 1) 한계생산성은 분석 기간 동안의 연도별 한계생산성의 평균값임.

2) 괄호 안의 값은 지역별 한계생산성의 표준편차임.

IV. 제주도지역 공공자본 생산성 결정요인과 재정지출정책에 대한 함의

이상의 분석에서 제주도지역의 공공자본의 산출탄력성과 한계생산성은 다른 지역과 비교할 때 다소 낮음이 확인된다. 이제 제주도지역의 공공자본 한계생산성이 낮은 이유 가운데 민간자본이 제대로 집적되지 않았을 가능성에 대해 구체적으로 검토하며, 그 결과를 통해 공공자본의 생산성 향상에 대한 함의를 도출한다.

1. 모형 및 자료 설명

Ashauer(1989)는 민간자본 한계생산성의 결정요인으로 민간자본스톡, 공공자본스톡, 가동률 및 시간 등을 고려하여 실증분석을 실시하였다. 민간자본 한계생산성이 시간에 대해서는 정의 관계가, 민간자본스톡에 대해서는 부의 관계가, 가동률에 대해서는 정의 관계가, 그리고 공공자본스톡에 대해서는 정의 관계가 각각 나타난다. 이러한 결과에 대해 시간이 흐를수록 기술의 증가, 혹은 경영 상의 발전 등으로 인해 민간자본의 생산성이 증가하며, 민간자본스톡에는 한계생산성 체감의 법칙이 작용하며, 공공자본은 민간자본과 보완적 관계가 존재한다고 해석한다.

여기서는 Ashauer(1989)의 모형을 응용하는데, 즉 민간자본 한계생산성 대신 공공자본 한계생산성 결정모형을 아래의 식 (5)와 같이 설정한다.

[eqn: MPG _{i,t} =f(pk _{i,t} ,`gk _{i,t} ,`MPK _{i,t} )]                                               (5)

위 식에서 종속변수 [eqn: MPG]는 공공자본의 한계생산성이며, 설명변수 중 [eqn: pk]와 [eqn: gk]는 각각 민간자본스톡 및 공공자본스톡의 자연대수 값이며, [eqn: MPK]는 민간자본의 한계생산성을 나타낸다.

변수 간에는 상호 선형적인 관계가 있다는 가정 하에 추정식을 다음과 같이 설정한다.

[eqn: MPG _{i,t} =constant`+` eta pk _{i,t} `+` phi gk _{i,t} `+ psi `MPK _{i,t} +`e _{i,t}]                          (6)

식 (6)에서 종속변수와 설명변수 간의 관계에 대해서는 다음과 같은 가설을 설정한다. 첫째, 다른 조건이 일정할 때 공공자본의 한계생산성은 체감하므로 공공자본은 [eqn: MPG]와 부의 관계가 있을 것으로 예상한다. 둘째, 민간자본스톡의 경우는 Ashauer(1989)와 같이 민간자본과 공공자본이 상호보완적인 관계가 있을 것으로 판단하여 [eqn: MPG]와 정의 관계가 있을 것으로 예상한다. 다만 공공자본스톡이 일정하다면 민간자본이 증가할 경우 조금씩 혼잡도가 증가하여 한계생산성이 향상하지만 향상 폭은 감소하며, 민간자본이 더욱 증가하여 혼잡도가 임계치를 초과하면 오히려 혼잡비용이 더욱 증가하여 한계생산성을 감소시킬 수 있다. 따라서 민간자본과 공공자본의 한계생산성은 <그림 1>과 같은 관계를 가질 것으로 예상한다. 즉 주어진 공공자본 수준에서 민간자본이 지나치게 거대해지면 공공자본 한계생산성과 민간자본스톡 간의 관계는 부(-)의 관계가 나타날 수도 있다는 것이다. 셋째, 민간자본의 한계생산성은 다른 조건이 일정하다면 공공재를 활용하는 민간부문의 생산성이 높아지면 공공자본의 생산성 역시 높아질 것이므로 [eqn: MPG]와 정의 관계를 예상할 수 있다.

<그림 1> 민간자본스톡과 공공자본 한계생산성

한편 공공자본 한계생산성과 민간자본스톡 간의 관계를 추정함에 있어서 제주도와 타 지역 간에 차이가 존재할 수 있음을 고려한다. 이를 위해 제주도 지역더미 [eqn: D _{J}]에 민간자본스톡 [eqn: pk]를 곱한 상호작용변수를 추가적으로 고려하여 다음과 같은 추정식을 도출한다.

[eqn: MPG _{i,t} =constant`+` eta pk _{i,t} `+` eta _{J`} TIMES D _{J} TIMES pk _{i,t} + phi gk _{i,t} `+ psi `MPK _{i,t} +`e _{i,t}]         (7)

식 (7)에서 [eqn: eta _{J}]는 상호작용변수의 계수 값으로서 민간자본스톡의 계수 값에 있어서 제주도지역과 다른 지역 간에 존재하는 차이를 의미한다. 만약 [eqn: eta _{J}]의 추정치가 비유의적이라면 민간자본스톡이 공공자본 한계생산성에 미치는 영향은 제주도와 다른 지역 간에 통계적으로 유의한 차이가 없음을 의미한다. 반면 [eqn: eta _{J}]의 추정치가 부(정)의 유의적인 값을 가진다면 추가적인 민간투자로 인한 공공자본 생산성 향상 효과는 제주도지역이 타 지역에 비해 낮음(높음)을 의미한다.

추정에서 우선 각 지역별, 시기별 공공자본 및 민간자본 한계생산성은 앞서 추정한 한계생산성 값을 사용한다. 또한 민간자본스톡과 공공자본스톡은 생산함수 추정에 사용된 값들이다. 기본적으로 패널자료를 이용하므로 모형의 추정방법은 생산함수 추정방법과 거의 동일하다.

<표 4>는 공공자본 한계생산성 결정모형 추정결과로서 모형 (1)∼(3)은 오차항에 대해 i.i.d.를 가정한 결과이며, 모형 (4)와 (5)는 각각 이분산성과 자기상관을 고려한 결과이다. 하우즈만 검증은 고정효과 모형이 우위에 있음을 보여주므로 고정효과모형의 추정결과만 제시한다.

<표 4> 공공자본 한계생산성 결정모형 추정결과

	일반형	First moment		Second moment
	모형 (1): 고정효과 모형	모형 (3): time varying effect 가정	모형 (4): time effect 가정	모형 (5): 이분산 가정	모형 (6): 이분산 및 AR(1) 가정
[eqn: constant]	0.2846 (1.06)	-80.1558 (-5.11)***	1.8324 (3.81)***	1.8950 (7.09)***	0.7445 (3.42)***
[eqn: eta]	0.1796 (8.19)***	0.1476 (6.71)***	0.1201 (4.88)***	0.1316 (10.42)***	0.2066 (18.71)***
[eqn: eta _{J}]	0.0636 (4.22)***	0.0655 (4.51)***	0.0700 (4.70)***	0.0634 (11.09)***	0.0510 (6.34)***
[eqn: psi]	0.4088 (5.97)***	0.3156 (4.62)***	0.1904 (2.27)**	0.2935 (5.82)***	0.5361 (18.00)***
[eqn: phi]	-0.2175 (-15.05)***	-0.2593 (-16.08)***	-0.2486 (-10.83)***	-0.2507 (-17.99)***	-0.2734 (-18.04)***
time varying effect	-	10.7529 (5.13)***	-	-	-
time effect	-	-	Yes	Yes	Yes
R^2	0.0282	0.0101	0.0022	-	-
F or Wald [eqn: chi^2]	363.95***	319.62***	60.91***	1637.92***	6981.65***

주: 1) Hausman 통계량의 [eqn: chi ^{2}]값이 23.02로 1% 유의수준에서 고정효과모형을 선택함에 따라 고정효과모형의 결과를 제시함.

2) ***, **, 및 * 는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 의미함.

우선 모형 (2)는 지역적 상이성과 함께 시간가변요소를 고려하며, 모형 (3)은 시간효과를 고려한 모형이다. 어떤 모형을 선택하더라도 기본적으로 계수 추정치들이 부호, 유의성 등에 있어서 상당히 강건함을 알 수 있다. <표 4>에 정리된 결과를 보면, 모든 모형에서 변수의 추정치는 거의 일치하며 추정 결과 역시 이론적 예상들과 정확하게 일치한다. 우선 공공자본 스톡의 계수 [eqn: phi]의 추정치는 1% 수준에서 부(-)의 유의적인 값을 가지는데, 이는 다른 조건이 일정할 때 공공자본이 증가할수록 공공자본의 한계생산성은 체감한다는 사실을 보여준다. 둘째, 민간자본 한계생산성의 계수 [eqn: psi]의 추정치는 1% 또는 5% 수준에서 정의 유의한 값을 가지는데, 이는 민간자본과 공공자본이 상호보완적 관계에 있음을 보여주는 결과이다. 셋째, 시간가변효과가 정의 유의한 값을 가진다는 것은 시간이 지나면 공공자본의 한계생산성이 증가한다는 것을 의미하는데, 이는 기술증가 및 제도의 변화 등 관측되지 않는 요인들이 공공부문의 생산성을 향상시키는데 긍정적으로 작용하고 있음을 보여준다.

마지막으로 가장 중요한 변수인 민간자본스톡의 계수 [eqn: eta]의 추정치는 정(+)의 유의한 값으로 추정된다. 이는 민간투자 확대로 인해 민간부문의 자본스톡이 증가하면 공공자본의 효율성이 증가됨을 보여주는 결과로서 공공자본의 혼잡도는 평균적으로 그리 높지 않다고 해석할 수 있다. 한편 [eqn: eta _{J}]의 추정치는 정의 유의적인 값을 가지므로 제주도의 경우는 추가적인 민간투자에 따른 공공자본 생산성 향상 효과가 다른 지역에 비해 높음을 알 수 있다. 이러한 결과를 통해 제주도의 공공자본 혼잡도는 다른 지역에 비해 낮다고 해석할 수 있는 한편 또한 제주도의 경우는 공공자본의 추가적인 증가가 없이도 민간투자 활성화를 통해 공공자본의 생산성 제고가 가능함을 의미하는 것이다.

이상의 결과를 통해 제주도의 공공자본스톡은 민간자본과 대비할 때 이미 상당한 수준으로 축적되어 있음을 알 수 있으며, 또한 제주도의 공공자본의 생산성이 낮은 이유는 공공자본이 부족하기 보다는 오히려 민간자본스톡의 축적 수준이 낮아서 공공자본의 활용도가 높지 않기 때문임을 알 수 있다. 이 결과는 공공자본의 효율성을 높이기 위해서는 민간자본의 투자가 확대되어야 함을 함의한다. 나아가 재정지출 측면에서는 공공자본스톡의 절대 수준을 증가시키기 보다는 민간자본 유치와 민간투자의 활성화와 보다 밀접하게 연계된 공공자본을 파악하여 그러한 부문에 대한 투자에 재정지출의 우선순위를 둘 필요가 있음을 시사한다.

V. 요약 및 결론

지역경제성장과 발전에 있어서 지방정부의 역할에 대한 관심은 학문적 측면에서뿐만 아니라 지방자지단체의 정책담당자들에게도 매우 중요한 관심사가 되어왔다. 지방정부는 조세와 재정지출, 그리고 각종 규제 관련 권한을 이용하여 지역경제발전에 영향을 미치고자 한다. 이러한 경향을 두고, 지방정부 차원의 지역경제발전정책의 유효성에 관한 연구가 꾸준히 진행되어왔다. 그런데 선행연구들에서 확인되는 일반적인 견해는 어떤 지역의 경제성장과 발전은 민간투자 및 경제활동 수준 등 민간부문의 경쟁력에 의해 주로 결정된다는 것이다(Bartik, 2003, Bell, et al., 2005 등). 즉 기업의 입지는 지역경제성장을 촉진할 수 있는 가장 중요한 변수라는 것이다.

이러한 선행연구의 결과는 지방자치단체의 경제발전정책에 대해 다양한 시사점을 준다. 지방자치제도 시행과 함께 대부분 지방자치단체는 지역경제발전을 위한 다양한 정책에 많은 노력과 재원을 투입하여왔다. 재원 측면에서 파악하면, 지방자치단체의 정책들은 상대적으로 저성장된 지역의 경제발전수준을 제고한다는 중앙정부의 의지(국가균형발전정책 등)에 따라 형평성을 고려한 이전재원의 공간적 배분을 통해 뒷받침 되어왔다. 그런데 중복적이면서 과도한 재정형평화에 관한 논의들이 보여주듯이, 공간적 형평성을 위주로 한 국가 재정자원의 지역간 배분에도 불구하고 지역간 경제발전 수준의 수렴현상은 제대로 확인되지 않는다. 이런 문제가 나타나는 이유를 선행연구의 결과와 연계시키면, 어떤 지역에서 재정적 투자의 확충을 통해 공공서비스의 확충과 질적 개선을 이루어나가더라도 민간의 경제활동을 제대로 유인할 수 없다면 지역경제성장에 뚜렷한 영향을 미칠 수 없다는 것이다.

한편 공공서비스의 확충과 질적 개선을 통한 지역경제육성은 그 지역의 특성과 환경, 그리고 민간부문의 경제활동과의 연관 하에 정책의 틀과 내용이 형성될 필요가 있다. 이에 관해 Bradshaw and Blakely(2002)는 각 지역에 있어서 경제발전 프로그램의 성격과 목적은 그 지역별로 유일해야 하며, 그 지역의 경제적 및 정치적 맥락에 대한 적절한 반응이 되어야 한다고 지적한 바 있다. 이러한 주장은 어떤 지역에서는 유효한 정책일지라도 조건과 성격이 다른 지역에서는 유효하지 않을 수 있다는 것으로서 서로 유사하게 추진되어왔던 우리나라 지방자치단체들의 지역경제발전정책에 대해 중요한 함의를 제공한다.

이 논문에서 나타난 결과와 함께 선행연구에서 제시하는 함의를 통하여 제주도에서 공공부문의 역할에 대해 다음과 같은 결론을 내릴 수 있다. 제주도는 우리나라 16개 광역자치단체 중 가장 규모가 작으며, 도서지역으로서의 다양한 자연적, 문화적, 경제적 특성 상 다른 자치단체와는 뚜렷하게 차별적인 지역이다. 따라서 제주도의 지역경제발전정책은 다른 시‧도와는 상당히 차이가 날 수 있으며, 제주도가 지닌 자연적 조건, 경제적 환경, 사회문화적 특성에 따라 그 목표와 수단이 결정되어야 한다. 재정지출을 통한 공공서비스의 공급에 있어서도 이와 같은 특수성을 제대로 감안할 필요가 있다. 이 논문의 분석 결과에 따르면 제주도의 공공자본스톡은 민간자본스톡에 비해 과잉 축적되어 활용도가 상당히 낮은 것으로 나타난다. 공공자본의 유형 별로 보다 구체적인 분석이 필요하겠지만, 이러한 결과는 공공투자의 단순한 확충으로는 지역경제의 성장과 발전을 유인하는 데는 한계가 있으며, 제주도가 지닌 특수성 하에서 민간의 경제활동과 보다 직접적으로 연관되어 그 생산성을 높일 수 있는 분야에 대한 집중적인 공공투자가 필요함을 보여준다.

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최병호(崔炳虎): Texas A&M 대학에서 경제학 박사학위를 취득하였으며, 부산대학교 경제학과 교수로 재직 중이다. 주요 연구분야는 지방재정, 지역경제, 영화산업 분석 등이다. 최근 주요 논문으로는 “지역 차원 균형발전정책의 유효성에 관한 연구”(국토연구, 게재 예정), “종업원분 지방소득세가 고용에 미치는 영향과 면세점 기준에 대한 함의”(한국지방재정논집, 게재 예정), “Agglomeration and Tax Competition in the Metropolitan Area”

(Annals of Regional Science, 2011) 등이 있다.

<E-mail: bhchoe@pnu.edu / 논문접수일: 2012. 06. 29 / 심사개시일: 2012. 07. 16 / 심사완료일: 2012. 08. 21>

주만수(朱晩洙): 일리노이 대학에서 경제학 박사학위를 취득하였으며, 한양대학교 경제학부 교수로 재직 중이다. 주요 연구분야는 재정학과 지방재정 분야이다. 최근 주요 논문으로는 “공동시설세 통계자료의 퍼즐(통계연구, 2011), 자치구 재정의 장기수렴 분석(재정학연구, 2011), 지방세의 누진세율체계와 재정력 격차(지방행정연구, 2011) 등이 있다.

<E-mail: msjoo@hanyang.ac.kr>

이근재(李根載): 히로시마대학에서 경제학 박사과정을 수료하고 부산대학교에서 경제학박사 학위를 취득하였으며, 현재 부산대학교 경제학과 교수로 재직 중이다. 주요 연구분야는 지역경제, R&D 및 혁신, 지방재정 등이다. 최근 주요 논문으로는 “지역 차원 균형발전정책의 유효성에 관한 연구”(국토연구, 게재 예정), “종업원분 지방소득세가 고용에 미치는 영향과 면세점 기준에 대한 함의“(한국지방재정논집, 게재 예정), ”지방분권 전 시기후의 공공자본의 생산성과 공간적 배분 효율성 비교“(지방행정연구, 2012) 등이 있다.

<E-mail: kjlee@pusan.ac.kr>