자치단체의 자체재원 확충 노력이 보통교부세 교부액에

｢지방정부연구｣ 제16권 제4호(2012 겨울) : 335～357

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미치는 영향에 관한 실증분석*

* 이 논문은 2010년 정부(교육과학기술부)의 재원으로 한국연구재단의 지원을 받아 수행된 연구임(NRF-2010-32A-B00043)

** 제1저자

*** 교신저자

**** 공동저자

An Empirical Study on the Marginal Effect of Local Tax Effort on Local Share Tax

최 병 호**

이 근 재***

정 희 완****

이 연구에서는 2000년대 이후 자치단체 별 인구가 빠르게 변화되어왔음을 고려하여 인구규모 별 자치단체의 자체재원 확대 유인이 동태적으로 어떻게 변화되어왔는지를 분석한다. 이를 위하여 자체재원 확충이 보통교부세 교부액에 미치는 한계효과를 인구규모로 구분한 자치단체 유형별로, 그리고 시계열적으로 분석한다. 실증분석을 통해 나타난 주요 결과는 다음과 같다. 우선 모든 유형의 자치단체에서 자체재원 증가에 대한 보통교부세의 탄력성은 모든 그룹에서 부의 값으로 나타나며, 탄력성의 크기는 시간이 지남에 따라 조금씩 증가해왔던 것으로 나타난다. 또한 탄력성을 이용하여 자체재원 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과를 파악한 결과 모든 그룹에서 모든 연도에 있어서 한계효과는 부의 값으로 나타나며 시간이 지날수록 점점 커지는 것으로 나타난다. 특히 인구가 가장 적은 그룹의 한계효과가 가장 크며 2003년 이후 매년 한계효과의 절대 값은 1보다 큰 것으로 확인된다. 이러한 결과는 보통교부세 제도에는 자체재원이 보통교부세 교부액에 미치는 부정적인 영향이 존재하며, 그 정도는 최근 들어 차츰 심화되고 있음을 보여준다.

주제어 : 보통교부세, 자체재원, 한계효과

I. 서  론

자치단체의 자체재원 확충이 보통교부세를 비롯한 이전재원의 교부액에 미치는 영향은 오래 전부터 지방재정 분야에서 중요한 이슈가 되어왔다. 보통교부세는 자치단체별 재정부족액에 비례하여 교부액이 결정되는 구조로 인해 자체재원 확충으로 재정부족액이 줄어들면 교부액이 축소된다. 또한 분권교부세, 부동산교부세, 지역상생발전기금 등 여러 가지 유형의 이전재원의 교부액 결정에 있어서도 재정부족액을 결정하는 기준재정수요액 대비 기준재정수입액으로 산정되는 재정력지수는 중요한 기준이 된다. 나아가 그 배분이 공식에 의해 결정되는 것이 아닌 국고보조금의 산정에서도 자치단체의 재정부족액은 중요한 영향을 미치는 것으로 나타난다. 이런 점들을 함께 고려하면, 자치단체가 자체재원을 증가시킴에 따라 부(-)의 한계효과가 나타난다. 즉 자체재원이 증가하면 보통교부세를 포함한 이전재원 교부액이 줄어들기 때문에 자체재원을 한 단위 증가시키더라도 총 재원은 한 단위보다 적게 증가한다. 따라서 자체재원 확충을 위한 자치단체의 자발적인 노력은 한계효과의 크기에 의해 영향을 받는다. 또한 만약 한계효과의 크기가 자치단체 별로 차이가 난다면 자체재원 확보 유인은 자치단체별로도 차이가 나게 된다.

학문 및 정책 분야에서 이 문제에 관한 인식은 이미 보편화되어있으며, 많은 선행연구들에서는 이와 관련한 문제를 다양한 시각에서 이론적 혹은 실증적으로 분석한 바 있다. 선행연구들은 대체로 첫째, 보통교부세 제도 하에서 자체노력을 유인하기 위해 도입된 수입인센티브제도의 효과와 문제점 및 개선 등에 관한 연구(이창균, 1997; 김정완, 1998; 최병호․정종필, 2002; 김석태·현승숙, 2003; 이상용, 2004; 윤석환, 2006; 배인명, 2010; 서정섭, 2010 등), 둘째, 지방세수 변화가 중앙정부 이전재원의 규모를 변화시킴에 따른 재정효과 분석에 관한 연구(김현아, 2003; 원윤희, 2008; 주만수, 2010 등), 셋째, 탄력세율 적용이 보통교부세에 미치는 부정적 영향에 관한 연구(전상경, 2007; 주만수, 2007 등), 넷째, 다양한 재정이전제도를 적용함에 따른 중복적이면서 과도한 재정형평화와 그로 인하여 나타나는 세수노력에 대핸 부정적 영향에 관한 연구(최병호·정종필, 2007; 이근재 외 2008; 주만수, 2009 등) 등으로 분류할 수 있다. 선행연구 가운데 주만수(2009)의 연구는 다양한 유형의 재정이전제도가 자치단체의 자발적인 자체수입 증가 노력에 미치는 영향을 분석하는데, 자체수입 증가로 인한 이전재원의 감소효과를 실증적으로 파악한다는 점에서 의미가 있다.

자치단체의 자체재원 확충 노력이 보통교부세 교부액에 미치는 영향에 관한 실증분석

｢지방정부연구｣ 제16권 제4호(2012 겨울)

그런데 지방재정과 관련한 주요 변수들의 최근 동향을 살펴보면 보통교부세 산정방식의 문제점을 새롭게 제기할 필요가 있음을 확인할 수 있다. 전국적으로 인구증가율이 상당히 둔화되는 가운데 대부분의 비수도권 시‧군에서는 2000년대 이후 인구가 감소하고 있다. 인구는 자치단체의 자체수입을 결정하는 중요한 변수이며, 시‧군에서는 도 본청으로부터 교부되는 재정보전금의 규모에도 영향을 미치는 등 보통교부세 산정 상의 기준재정수입액에 결정적인 영향을 미친다. 나아가 인구는 기준재정수요액의 기초수요액과 보정수요액의 산정에 있어서도 각각 가장 중요한 변수가 된다. 따라서 인구증가율이 전반적으로 둔화되면서 많은 시‧군에서 인구가 감소하는 현상은 보통교부세의 산정과 배분에 대해 중요한 영향을 미침을 알 수 있다.

한편 2000년대 중반 이후 사회복지에 대한 사회전반적인 수요가 급증하고 있는 현상은 지방의 재정수입과 재정지출구조에 각각 중요한 영향을 미치고 있다. 우선 재정수입 측면에서 보면, 자체재원의 비중은 꾸준히 하락하는 반면 이전재원의 비중은 증가하는 경향이 뚜렷하게 나타난다. 전체 지방재정수입에서 지방의 자체재원이 차지하는 비중은 2004년에 71.9%로 가장 높아졌으며, 이후 꾸준히 하락하여 2011년에는 58.9%까지 낮아진다. 반면 이전재원의 비중은 2004년에 25.3%로 가장 낮았던 이후 매년 증가하여 2011년에는 37.3%까지 높아진다. 이런 현상이 나타나는 데는 경기침체 속에서 지방의 자체재원은 증가율이 둔화된 반면 사회복지 위주의 국고보조사업이 빠르게 증가해왔음이 중요한 배경이 된다. 한편 지방자치단체의 재정지출 구조도 빠르게 변하고 있는데, 특히 지방재정지출에서 사회복지비가 차지하는 비중은 매우 빠르게 증가하여 2011년 결산 기준으로 전체 세출의 25.4%에 달하고 있다. 자치단체 별로 보면, 대체로 인구가 많은 시·군에는 재정여건은 양호하지만 사회복지지출의 비중도 높으며, 인구증가율이 높은 지역일수록 사회복지비의 지출도 빠르게 증가하는 경향이 나타난다(주만수‧최병호, 2011).

일반회계 결산 기준임. 행정안전부, 지방재정연감, 각 년도.

행정안전부, 지방재정연감, 각 년도.

이와 같이 인구증가율이 둔화되고 고령화가 빠르게 진행되는 가운데 사회복지수요가 증가한 결과 자치단체 별로 재정환경은 상당히 변화되고 있다. 재정수입 측면에서 보면, 인구가 적으면서 빠르게 감소하는 자치단체일수록 이전재원에 대한 의존도는 더욱 높아지는 것으로 예상할 수 있다. 특히 중앙정부로부터의 이전재원 가운데 용도가 지정되지 않아서 자치단체가 선호하는 재원인 보통교부세의 역할은 보다 중요해진다. 예를 들어 일정 기간 동안 인구가 감소한 자치단체와 증가한 자치단체가 있다고 하면, 기준재정수요액과 기준재정수입액은 각각 인구가 증가한 자치단체에서 상대적으로 많이 증가할 것이다. 보통교부세 재원 규모와 다른 조건이 일정하다면 인구증가 자치단체의 보통교부세 교부액이 증가하는 경우 인구감소 자치단체의 교부액은 감소할 것이다. 역으로 인구가 감소한 자치단체의 보통교부세 교부액이 증가할 가능성도 있다. 만약 전자가 사실이라면 인구감소 자치단체는 자체재원의 증가가 정체되는 가운데 보통교부세 교부액도 줄어듦에 따라 재정수입 측면에서 곤란을 겪을 것이다. 하지만 후자가 사실이라면 인구감소 자치단체는 자체재원의 증가는 정체되지만 보통교부세 교부액이 늘어남으로써 재정수입 확보에 별 문제가 없게 될 것이다.

그런데 보통교부세는 공식에 의해 산정되고 배분되지만 정책 당국은 기준재정수요액 산정 방식의 변경을 통해 그 배분에 상당한 영향력을 행사할 수 있다. 만약 재정형평화의 목표 하에 인구가 감소한 자치단체의 기준재정수요액을 보강하는 방식으로 정부가 배분에 영향을 미친다면 인구감소 자치단체의 보통교부세 교부액이 늘어나는 결과가 나타날 수 있다. 특히 인구 감소로 인해 자체재원이 줄어들더라도 보통교부세 교부액이 자체재원 감소분에 비해 많이 증가하여 총 재원은 오히려 늘어나는 극단적인 경우도 생각할 수 있다. 이런 현상이 실제로 나타난다면 자치단체가 자체재원을 증가시키는 것은 합리적인 선택이 아니므로 자체재원 증가의 유인은 심각하게 훼손될 것이다.

이런 배경 하에 이 연구에서는 자치단체 별 인구가 빠르게 변화되어왔음을 고려하여 인구규모별 자치단체의 자체재원 확대 유인이 동태적으로 어떻게 변화되어왔는지를 실증적으로 파악하고자 한다. 이 연구는 지방재정조정제도와 자체재원간의 구조적 연관성을 분석함으로써 자치단체가 자체재원을 확충하려는 자발적 노력이 부족한 이유를 파악한 주만수(2009)의 연구와 같은 선상에 있다. 그의 연구에서는 자체수입 증가는 이전재원의 감소를 동반한다는 점에 착안하여 자체재원 한 단위 증가가 이전재원에 미치는 한계효과를 파악함으로써 자치단체의 자체재원 확대 유인이 낮은 이유를 설명한다. 그런데 주만수(2009)의 연구는 2006년 한 해만 대상으로 분석함으로써 제도 및 환경변화와 관련한 동태적 측면을 간과하며, 또한 자치단체 유형을 행정단위 측면에서 시와 군으로 구분하여 분석함으로써 인구변화라는 속성을 고려할 수 없다는 문제가 있다. 이 연구에서는 시간의 경과에 따른 자치단체 별 인구증가율의 변화 및 인구규모의 변화라는 측면을 명시적으로 고려하기 위하여 시계열적으로 자체재원 증가의 한계적 효과를 파악하며, 특히 인구규모 별로 자치단체를 유형화하여 이러한 분석을 시행한다. 이러한 분석을 통하여 최근 10년간 보통교부세 제도에서는 자치단체의 인구 변화에 어떤 식으로 대응해왔으며, 그러한 정책이 자치단체의 자발적인 노력에는 어떤 영향을 미쳤는지를 파악할 수 있다. 또한 분석 결과를 통해 향후 지속될 것으로 예상되는 인구구조와 재정지출구조의 변화 및 그로 인한 지방재정 환경의 변화에 적절하게 대응할 수 있도록 보통교부세 배분 방식 개편을 포함한 정책 함의를 모색한다.

이 논문은 다음과 같이 진행된다. 제2절에서는 간단한 모형을 이용하여 자체재원과 보통교부세 간의 관계를 분석한 후 자치단체의 인구 및 인구변화가 보통교부세 교부액에 미치는 영향에 대해 살펴본다. 제3절에서는 인구규모 별로 시·군을 유형화하여 시간의 변화에 따른 보통교부세와 자체수입 간의 관계를 실증적으로 분석한다. 제4절에서는 자체재원 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과를 자치단체 유형 별로, 시계열적 파악함으로써 서로 다른 유형에 속한 시·군의 자체재원 확보 유인의 차이를 확인하고 그러한 유인의 동태적 변화에 대해 검토한다. 제5절에서는 분석결과를 정리하고 결론을 맺는다.

Ⅱ. 인구 및 인구변화에 따른 보통교부세액과 자체수입 간의 관계

1. 자체재원 증가의 한계효과

보통교부세는 각 자치단체의 기준재정수요액과 기준재정수입액의 차이에 의해 결정되는 재정부족액을 바탕으로 산정, 교부된다. 주만수(2009)는 어떤 자치단체의 자체재원이 증가함에 따라 보통교부세 교부액이 감소함을 보임으로써 자체재원 1원 증가가 총 재원에 미치는 한계효과는 1보다 적기 때문에 자체재원 증가 유인은 위축된다고 설명한다. 이를 간단한 모형을 통해 다시 검토해보자.

보통교부세 재원 총액을 [eqn: barG], 자체단체 [eqn: i]의 기준재정수요액과 기준재정수입액을 각각 [eqn: N_i]와 [eqn: R_i]로 두면 자치단체 [eqn: i]에 대한 보통교부세 교부액 [eqn: G_i]는 다음과 같이 계산된다.

[eqn: G _{i} = {cases{eqalign{beta (N _{i} -R _{i} )`````if````N _{i} >R _{i}# ```````````````0``````````````````````if````N _{i} ` LEQ `R _{i}}}}]                                              (1)

즉 보통교부세는 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 많아서 재정부족액이 발생하는 자치단체([eqn: N _{i} -R _{i} >0])에 대해 재정부족액에 조정률을 곱한 값으로 계산되는데, 여기서 조정률 [eqn: beta]는

[eqn: beta `=` {bar{G}} over {SIGMA _{j} (N _{j} -R _{j} )} ```````for`` rm all`` it `N_j - R_j >0]

이다. 즉 조정률은 보통교부세 재원 총액과 재정부족액이 발생한 자치단체들의 재정부족액의 합을 조정하는 역할을 하는데, 1보다 크거나 혹은 작은 값을 가질 수 있지만 현실적으로 재정부족액의 합은 항상 보통교부세 재원 총액에 비해 많음을 고려하여 [eqn: beta<1]을 가정한다.

식 (1)에서 자체단체 [eqn: i]의 기준재정수입액은 지방세 및 경상세외수입 등 자체수입과 기타 재정수입의 80%로 산정한다. 논의를 단순화시키기 위해 자치단체의 기준재정수입액은 자체수입([eqn: LT _{i}])으로만 산정되며, 자체수입 중 [eqn: alpha(<1)]만 기준재정수입액으로 반영된다고 가정하면, 재정부족 상태에 있는 자체단체 [eqn: i]의 보통교부세 교부액은

[eqn: G _{i} = beta (N _{i} - alpha LT _{i} )]                                                        (2)

로 다시 쓸 수 있다. 표현을 단순화하기 위해 자치단체 [eqn: i]의 재정부족액을 [eqn: DELTA _{i} (=N _{i} - alpha LT _{i} )]로, 그리고 모든 자치단체의 재정부족액의 합을 [eqn: DELTA (= SIGMA _{j} (N _{j} - alpha LT _{j} ))]로 각각 두면 식 (2)는

[eqn: G _{i} = beta Delta _{i}]

로 표현된다. 이 식을 통해 [eqn: i]의 자체수입 [eqn: LT _{i}]가 증가하면 보통교부세 교부액 [eqn: G _{i}]는 감소함을 알 수 있다. 즉

[eqn: {Partial G _{i}} over {Partial LT _{i}} = alpha beta LEFT ( {DELTA _{i}} over {DELTA } -1 RIGHT )]                                                       (3)

은 자체재원 한 단위 증가가 보통교부세 교부액에 미치는 한계효과를 나타내는데, 우변의 괄호 안의 값은 부의 값이므로 [eqn: -1< Partial G _{i} / Partial LT _{i} <0]이 된다. 따라서 자치단체 [eqn: i]의 자체수입이 [eqn: DELTA LT _{i}]만큼 증가함에 따른 총 수입의 증가는

[eqn: DELTA LT _{i} LEFT [ 1- alpha beta LEFT ( 1- {Delta _{i}} over {Delta} RIGHT ) RIGHT ] <1]                                                (4)

이 된다. 즉 자체수입이 [eqn: DELTA LT _{i}]증가할 때 총 수입은 [eqn: DELTA LT _{i}]보다 적게 증가한다.

이런 구조 하에서는 자치단체가 자체수입을 증가시킬 유인은 줄어들며, 그 정도는 식 (3)에 나타난 부의 한계효과의 절대 값이 클수록 심화된다. 주만수(2009)는 지방교부세 전체를 대상으로 시와 군을 구분하여 2006년도 한 해를 대상으로 이 값의 크기를 실증적으로 분석하는데, 군지역이 시지역에 비해 자체재원 증가에 따라 보통교부세 배분액이 더 많이 감소함을 확인한다. 이런 결과를 통해 자체재원의 규모가 크거나 재정력이 우수할수록 자체재원 증가가 이전재원의 배분규모에 미치는 효과는 작어진다는 가설을 검증한다.

2. 재정부족액, 시간의 변화와 보통교부세

그런데 식 (3)에 나타난 한계효과는 자치단체 별로 차이가 나며, 시간이 지남에 따라 변화될 수 있다. 우선 자치단체 [eqn: i]의 한계효과의 크기는 [eqn: i]의 재정부족액 [eqn: Delta _{i}]와 재정부족액의 합 [eqn: Delta], 그리고 재정부족액의 합과 보통교부세 재원총액에 의해 결정되는 조정률 [eqn: beta] 등의 변수에 의해 영향을 받으므로 재정부족액이 서로 다른 자치단체 간에는 차이가 난다. 또한 한계효과의 크기를 결정하는 변수들은 시간이 지남에 따라 일정하게 유지되는 것이 아니라 매년 변화한다. 그러므로 한계효과의 크기를 실증적으로 확인하는데 있어서는 자치단체 간 재정여건의 차이를 고려해야 하며, 동시에 시간의 변화도 고려할 필요가 있다.

우선 자치단체의 재정부족액이 한계효과에 미치는 영향을 확인하기 위해 식 (3)을 [eqn: Delta _{i}]로 미분하면

[eqn: {Partial ^{2} G _{i}} over {Partial LT _{i} Partial DELTA _{i}} =-2 alpha beta LEFT( {DELTA _{i}} over {DELTA } -1 RIGHT ) >0]                                             (5)

의 관계를 얻는데, 이는 자치단체 [eqn: i]의 재정부족액이 증가할수록 한계효과는 커짐을 의미한다. 따라서 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 많아서 재정부족액이 많은 자치단체일수록 자체수입 한 단위 증가에 따른 보통교부세 감소액은 증가한다.

다음으로 한계효과가 시간의 변화에 따라 어떤 영향을 받는지를 확인할 필요가 있다. 이를 위해 기준재정수요액과 기준재정수입액, 그리고 보통교부세 재원 총액을 각각 시간 [eqn: t]의 함수로 나타내면

[eqn: N _{i} =N _{i} (t),```dN _{i} /dt>0]

[eqn: `R _{i} = alpha LT _{i} (t),``dLT _{i} /dt>0]

[eqn: bar{G} `=` bar{G} `(t),``d{barG`}/dt`>0]

가 된다. 여기서 자치단체 [eqn: i]의 기준재정수요액과 기준재정수입액이 각각 시간의 증가함수로 가정한 것은 어떤 자치단체의 재정수요와 재정수입은 각각 시간이 지남에 따라 증가하는 것이 일반적이라는 점을 반영한 것이다. 보통교부세 재원 총액 [eqn: barG]도 매년 증가하므로 시간의 증가함수로 둔다. 이제 식 (2)는

[eqn: G _{i} (t)= beta (t)[N _{i} (t)- alpha LT _{i} (t)]]

로 표현되는데, 여기서 [eqn: G(t)]를 시간에 대해 미분하여 정리하면

[eqn: {dG _{i}} over {dt} = {d bar{G}} over {dt} {DELTA _{i}} over {DELTA } - beta LEFT ( {d DELTA _{i}} over {dt} RIGHT ) LEFT ( {DELTA _{i}} over {DELTA } -1 RIGHT )]                                          (6)

가 된다. 이 식에서 우변 두 번째 항의 [eqn: d Delta _{i} /dt]는

[eqn: {d Delta_i} over dt = dN_i over dt - alpha dLT_i over dt]

로서 시간의 변화에 따른 재정부족액의 증감을 반영하는데, 그 부호가 일률적으로 정해지지 않으므로 [eqn: dG_i /dt]의 부호도 결정되지 않는다.

다만 [eqn: d Delta _{i} /dt]의 부호에 따라 다음의 두 가지 경우로 구분하여 생각할 수 있다. 첫째, 만약[eqn: d Delta _{i} /dt>0]가 성립한다면 식 (6)에서 [eqn: dG_i /dt >0]가 성립한다. 즉 자치단체 [eqn: i]의 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 빠르게 증가한다면 이 자치단체의 보통교부세 교부액은 시간이 지남에 따라 증가한다. 둘째, 만약 [eqn: d DELTA _{i} /dt<0]가 성립한다면 [eqn: dG_i /dt]는 정 또는 부의 값을 가질 수 있다. 즉 어떤 자치단체의 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 느리게 증가한다면 이 자치단체의 보통교부세 교부액은 시간이 지남에 따라 증가 또는 감소할 수 있다. 이 경우 식 (6)에서 보듯이 시간이 지남에 따라 보통교부세 재원 총액이 빠르게 증가하여 [eqn: d barG /dt]가 충분히 큰 값을 가진다면 [eqn: dG _{i} /dt >0]가 성립하여 보통교부세가 증가할 수도 있지만 [eqn: d DELTA _{i} /dt>0]인 경우에 비해서는 그 증가분은 적어진다.

3. 자치단체 인구규모 및 인구변화와 보통교부세 산정 상의 특징

이 절의 첫 번째 항과 두 번째 항에서 분석한 바를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 자치단체의 자체재원 증가가 보통교부세 교부액에 미치는 한계효과는 부의 값을 가지는데, 즉 자체재원이 증가하면 보통교부세가 감소함으로써 자치단체의 총 재원은 자체재원 증가분에 비해 적게 증가한다. 둘째, 재정부족액이 많은 자치단체일수록 이러한 한계효과는 커지는데, 즉 기준재정수입액에 비해 기준재정수요액이 많은 자치단체일수록 자체재원 증가에 따른 보통교부세 감소효과는 커진다. 셋째, 시간이 지남에 따라 자치단체 [eqn: i]에 대한 보통교부세 교부액은 증가 또는 감소할 수 있는데, 만약 [eqn: i]의 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 빠르게 증가한다면 [eqn: i]의 보통교부세 교부액은 시간이 지남에 따라 증가한다.

이러한 분석 결과를 두고 보면, 자치단체의 자체재원 변화가 보통교부세 교부액에 미치는 한계효과는 자체재원 대비 기준재정수요액의 크기와 함께 자체재원 증가율 대비 기준재정수요액의 증가율에 의해 영향을 받음을 알 수 있다. 그런데 보통교부세 산정에서 기준재정수입액은 자체재원을 중심으로 일정한 공식에 의해 산정되므로 정책 당국은 영향력을 미칠 수 없다. 반면 기준재정수요액은 비록 공식에 의해 산정되지만 다양한 정책적 고려가 가능하다는 것은 널리 알려져 있다. 예를 들어 재정형평화 수준의 제고 등을 이유로 특정 그룹의 자치단체에게 보다 많은 보통교부세를 교부할 필요가 있다고 판단한다면 기준재정수요액을 구성하는 기초수요액과 보정수요액 산정 방식을 변경함으로써 그 목적을 달성할 수 있다. 이런 점을 고려하면 자치단체 유형 별 한계효과의 차이와 함께 시간의 변화에 따른 한계효과의 변화는 실증적으로 파악해야 할 문제임을 알 수 있다.

여기서는 실증분석에 앞서 기준재정수요액 산정에 있어서 핵심 변수인 자치단체의 인구변화가 최근 들어 어떤 패턴을 보여 왔는지를 확인하며, 인구변화에 따라 기준재정수입액과 기준재정수요액은 어떻게 변화되어 왔는지를 확인한다. 자치단체의 인구규모는 기준재정수요액의 산정에 대해, 그리고 인구의 변화는 기준재정수요액의 변화에 대해 결정적인 영향을 미친다. 따라서 자치단체 별 인구규모 및 인구변화의 특징을 파악하고 그것을 보통교부세 산정과 연관시킨다면 실증분석에 앞서 중요한 함의를 도출할 수 있을 것이다.

우선 <그림 1>에는 2000년의 인구를 초기 인구로 삼아서 2010년까지 10년 간 초기 인구와 인구증가율 간의 관계가 나타나 있는데, 먼저 지난 10년간 상당수의 시·군에서 인구가 감소하였음을 알 수 있다. 또한 경기도를 제외한 지역의 시·군 가운데 초기 인구가 대체로 15만 이하였던 소규모 시·군들은 대부분 지난 15년간 인구가 감소한 것으로 나타나며, 인구가 15만 이상이었던 시·군들 가운데는 인구가 증가한 지역들도 더러 있음을 알 수 있다. <그림 1>에서 인구가 30만 이상인 대규모 몇몇의 시‧군들을 예외로 하면, 대체로 초기 인구가 많을수록 분석기간 10년 동안 인구성장률이 증가하는 것을 확인할 수 있는데, 이는 초기 인구가 적었던 지역에서는 인구가 감소한 반면 초기 인구가 많았던 지역에서는 인구가 증가한 경향이 나타났기 때문이다.

<그림 1> 시·군 별 초기(2000년) 인구와 인구증가율(2000～2010년)

자료: 통계청, KOSIS.

다음으로 <그림 2>에서는 2000～2010년 기간 중 시·군 별 인구변화율과 보통교부세 산정에서 나타난 특징을 연관시켜 보여준다. 여기서 볼 수 있듯이 기준재정수요액과 기준재정수입액의 증가율은 각각 인구증가율과 정의 관계를 가지지만 기준재정수요액은 그 기울기가 적은 반면 기준재정수입액은 그 기울기가 상대적으로 급하다. 따라서 기준재정수요액과 기준재정수입액 증가율 간의 차이는 인구증가율이 부의 값을 가지는 지역들에서 심하게 나타나며, 인구증가율이 높은 지역일수록 줄어드는 경향을 보인다. 특히 인구가 감소한 많은 지역에서도 기준재정수입액은 인구가 증가한 지역에 못지않게 증가하였음을 알 수 있다. 이런 결과는 재정형평화를 위해 보통교부세 산정에 있어서 인구가 감소한 지역의 기준재정수요액을 확대시키는 정책으로 인해 나타난 것으로 볼 수 있다. 위의 식 (6)을 통해 나타난 결과를 이용하여 해석한다면 인구가 적으면서 인구가 많이 감소한 자치단체에 대해 기준재정수요액이 보다 많이 산정되도록 함으로써 재정부족액을 증가시키고, 결과적으로 보다 많은 보통교부세가 교부될 수 있도록 한 것이라고 볼 수 있다. 하지만 이런 방식 하에서 인구가 감소하는 지역에서는 자체수입 증가 유인이 상당히 줄어들 수 있다. 이 문제는 자체재원 증가에 따른 한계효과를 실증적으로 파악함으로써 확인할 수 있다.

최병호·이근재(2011)의 연구에서는 이를 구체적으로 살펴보고 있는데, 기준재정수요액 산정에서 지역균형수요 및 사회복지균형수요 등을 통해 인구가 적으면서 감소추세에 있으며 고령화 수준이 높은 자치단체에 대한 보통교부세 차원의 대응이 이루어져 왔음을 확인한다.

<그림 2> 자치단체 인구증가율과 기준재정수요액 및 기준재정수입액의 변화

자료: 행정안전부, 보통교부세 산정 내역, 각 년도; 통계청, KOSIS.

Ⅲ. 자체재원과 보통교부세 간의 관계에 관한 실증분석

1. 인구규모 별 시·군의 유형화와 특성

이상에서 검토한 바에 의하면 지난 10년 간 인구규모가 적은 시·군에서는 대체로 인구가 감소하는 추세가 나타나며, 이런 시·군에 대하여 기준재정수요액을 조금씩 보강하여 반영하는 방식을 통해 보통교부세 산정에 있어서 배려해왔음을 짐작할 수 있다. 이러한 정책은 특히 인구가 적은 시·군에 대해 자체재원 증가에 따른 한계효과를 확대시킴으로써 자체재원 확보에 대해 부정적인 유인을 제공할 것으로 우려된다.

이제 시·군을 인구규모 별로 분류하여 자체재원 증가에 따른 한계효과를 동태적으로 추정한다. 이러한 분석을 통해 첫째, 서로 다른 인구규모를 가진 자치단체 간에 자체재원 확대 유인에는 어떠한 차이가 나타나며, 둘째, 그러한 유인은 시계열적으로 어떻게 변화해왔는지를 검증한다. 추정을 위해 우선 인구규모 별로 시·군을 유형화하는 작업이 필요한데, 여기서는 인구규모 별 시·군의 분포에 대한 커널밀도추정(Kernel density estimate)을 통해 인구규모의 분포가 정규분포에 가까운 형태를 지니는 그룹을 확인하여 유형화하는 방법을 이용한다. 자세한 방법은 부록에 제시되어 있는데, 전체 시·군을 인구규모 별로 5만 미만 이하의 1그룹, 5만 이상～14만 미만의 2그룹, 14만 이상의 3그룹 등 세 그룹으로 유형화한다.

주만수(2009)는 자치단체를 시와 군으로 구분하여 유형화하는데, 이러한 구분은 자치단체의 속성과 연관된 구체적인 제도적 메커니즘을 간과할 우려가 있다.

<표 1> 시·군 그룹 별 인구변화와 보통교부세 교부액 변화

구분 (자치단체 수)		2000년	2010년	연평균 증가율
그룹 1: 5만 미만 (45개)	기준재정수요액	1,959,146	6,112,767	12.05
	기준재정수입액	314,124	343,102	0.87
	보통교부세 교부액	1,412,735	4,259,966	11.67
	평균 인구	41,056	33,892	-1.90
그룹 2: 5만 이상～14만 미만 (60개)	기준재정수요액	3,720,219	11,569,033	12.01
	기준재정수입액	1,053,239	1,290,318	2.05
	보통교부세 교부액	2,293,859	7,279,832	12.24
	평균 인구	91138	82393	-1.00
그룹 3: 14만 이상 (56개)	기준재정수요액	5,677,915	17,355,032	11.82
	기준재정수입액	4,121,684	6,864,591	5.23
	보통교부세 교부액	1,403,610	5,215,570	14.03
	평균 인구	304,290	361,208	1.73
전체 기준재정수요액		11,357,280	35,036,832	11.92
전체 기준재정수입액		5,489,047	8,498,011	4.47
전체 보통교부세 교부액		5,110,204	16,755,368	12.69

자료: 행정안전부, 보통교부세 산정 내역, 각 연도; 통계청 KOSIS.

<표 1>에는 인구규모에 따라 구분한 세 그룹에 대해 2000년부터 2010년까지 10년 간 인구 및 보통교부세 관련 변수의 변화율이 정리되어있다. 우선 인구가 가장 적은 5만 미만 그룹에는 모두 45개의 시·군이 포함되는데, 10년간 인구는 연평균 –1.9%씩 증가했으며, 기준재정수요액과 기준재정수입액은 각각 12.05%와 0.87%씩 증가한 것으로 나타난다. 이 그룹에서는 인구감소에 따라 기준재정수입액은 소폭 증가한 반면 기준재정수요액이 큰 폭으로 증가함으로써 기간 중 보통교부세 교부액은 평균 11.67%씩 증가하였음을 알 수 있다. 두 번째 그룹에는 모두 60개의 시·군이 포함되는데, 인구는 연평균 –1.0%씩 증가하였으며, 기준재정수요액은 12.01%씩, 기준재정수입액은 2.05%씩 각각 증가하였음을 알 수 있다. 보통교부세 교부액은 5만 미만 그룹에 비해 다소 높은 연평균 12.24%씩 성장한 것으로 나타난다. 세 번째 그룹은 인구는 연평균 1.73%씩 증가하였으며, 기준재정수요액은 11.82%씩, 그리고 기준재정수입액은 5.23%씩 각각 증가하였다. 보통교부세 교부액은 14.03%씩 증가한 것으로 나타난다.

전체 시·군 중 2004년부터 자치단체로 독립된 계룡시와 증평군은 제외하며, 2007년부터 제주특별자치도가 된 제주특별자치도 소속 시와 군은 제외한다.

여기서 특징적인 사실은 인구가 적은 그룹일수록 인구가 많이 감소했다는 점과 인구가 적은 그룹일수록 기준재정수입액은 적게 증가한 반면 기준재정수요액은 많이 증가했다는 점이다. 인구가 많이 증가한 그룹일수록 기준재정수입액이 많이 증가했다는 결과는 예상과 일치하지만 기준재정수요액은 오히려 적게 증가했다는 결과는 그렇지 않다. 이 결과를 통해 앞서 언급한 바와 같이 기준재정수요액 산정에 있어서 인구규모가 적으면서 인구가 지속적으로 감소한 자치단체에게 상대적으로 유리하게 작용하도록 정책적인 고려가 있었다고 볼 수 있다.

2. 자체재원과 보통교부세 간의 관계에 대한 실증분석

(1) 자료와 추정모형

이제 자체재원의 증가가 보통교부세 배분액에 미치는 영향에 대해 실증적으로 분석한다. 특히 분석에 있어서는 인구규모가 서로 다르고 재정환경이 서로 다른 세 그룹의 자치단체 간에 그러한 영향에 차이가 나타나는지를 명시적으로 고려하며, 또한 시간의 변화에 따라 그러한 영향이 어떻게 변해왔는지도 명시적으로 고려한다. 추정 기간은 2000년부터 2010년까지이며, 보통교부세 불교부단체를 제외한 153개 시군을 분석대상으로 삼는다. 따라서 분석 자료는 연도별 및 횡단면 자료가 결합된 패널 자료가 된다. 분석에 필요한 자료는 행정안전부의 연도별 보통교부세 산정내역과 지방세정연감, 그리고 통계청의 KOSIS에서 구한다.

불교부단체의 경우는 자체수입이 증가하거나 감소하여도 불교부단체로 남는다면 보통교부세 교부액은 아무런 영향을 받지 않으므로 분석에서 제외한다.

실증분석에서는 보통교부세 교부액 결정요인을 추정하는데, 기준재정수입액을 결정하는 자체재원과 함께 기준재정수요액에 영향을 미치는 자치단체의 인구, 면적 등을 설명변수로 고려한다. 기본적인 회귀분석 모형은 다음의 식 (7)과 같이 설정한다.

[eqn: lnY _{i`t} `=`alpha _{0} `+` alpha _{1} lnX _{i`t} `+` alpha _{2} lnP _{i`t} + alpha _{2} lnA _{i`t} + alpha _{3} T ^{} + epsilon _{i`t}]                      (7)

이 식에서 [eqn: i]와 [eqn: t]는 각각 자치단체와 연도를 나타낸다. 따라서 종속변수 [eqn: Y _{i,t}]는 [eqn: t]년의 자치단체 [eqn: i]의 보통교부세 교부액을 나타낸다. 이하 하첨자를 포함하지 않고 설명한다. 설명변수 중 [eqn: X]는 자체재원을 나타내는데, 여기서는 지방세수입([eqn: LT])과 함께 지방세수입의 함수인 기준재정수입액([eqn: R])을 각각 설명변수로 고려한다. 설명변수 [eqn: X]와 종속변수에 각각 로그를 취함에 따라 [eqn: X]의 계수 [eqn: alpha_1]의 추정치는 자체재원의 변화에 대한 보통교부세의 탄력성을 나타낸다. 설명변수 중 [eqn: P]는 자치단체의 인구를, 그리고 [eqn: A]는 면적을 각각 나타내는데, 두 변수는 기준재정수요액을 결정하는 가장 중요한 변수이다. 마지막으로 변수의 선형효과를 회귀모형에 반영하기 위해 시간 [eqn: T]를 설명변수로 두는데, 즉 시간의 변화에 따른 보통교부세액의 변화를 반영한다.

한편 실증분석을 통해 자체재원 변화가 보통교부세 교부액에 미치는 영향이 인구규모가 서로 다른 세 자치단체 그룹 별로 유의적인 차이가 있는지를 확인할 필요가 있다. 이를 고려하여 그룹 별 더미변수와 설명변수 [eqn: X]를 곱한 상호작용변수를 추가하여 다음과 같은 추가적인 추정모형을 설정한다.

[eqn: lnY _{i,t} `= & beta _{0} `+` beta _{1} lnX _{i,t} `+` beta _{2} D _{M} TIMES lnX _{i,t} + beta _{3} D _{L} ` TIMES lnX _{i,t}]

[eqn: `+ beta _{4} lnP _{i`t} + beta _{5} lnA _{i`t} + beta _{6} T+ epsilon _{i`t}]                                    (8)

여기서 [eqn: D _{M}]은 인구 5만 이상 14만명 미만인 그룹 2의 더미변수로서 인구가 5만～14만명 사이인 시·군의 경우는 1, 그렇지 않은 경우는 0이다. 또한 [eqn: D _{L}]은 인구 14만명 이상인 그룹 3의 더미변수로서 인구가 14만명 이상인 경우는 1, 그렇지 않은 경우는 0이다. 만약 [eqn: beta _{1}]의 추정치가 유의적이라면 자체재원의 계수 추정치는 [eqn: beta _{2}]와 [eqn: beta _{3}]의 유의성 여부에 따라 다음과 같이 해석된다. 첫째, 만약 [eqn: beta _{2}]와 [eqn: beta _{3}]의 추정치가 각각 비유의적이라면 자체재원 변화에 따른 보통교부세의 탄력성은 모든 그룹에 있어서 [eqn: beta _{1}]가 되며, 유의적인 차이가 나타나지 않는다. 둘째, 만약 [eqn: beta _{2}]의 추정치는 유의적인 반면 [eqn: beta _{3}]의 추정치는 비유의적이라면 그룹 1과 그룹 3에서는 자체재원 변화에 따른 보통교부세의 탄력성은 [eqn: beta _{1}]이지만 그룹 2에서는 [eqn: beta _{1} +beta _{2}]가 된다. 셋째, 만약 [eqn: beta _{3}]의 추정치는 유의적인 반면 [eqn: beta _{2}]의 추정치는 비유의적이라면 그룹 1과 그룹 2에서는 보통교부세의 탄력성은 [eqn: beta _{1}]이지만 그룹 3에서는 [eqn: beta_{1} + beta _{3}]가 된다. 넷째, 만약 [eqn: beta _{2}]와 [eqn: beta _{3}]가 각각 유의적으로 추정된다면 세 그룹의 보통교부세 탄력성은 서로 달라지는데, 그룹 1은 [eqn: beta _{1}], 그룹 2는 [eqn: beta _{1} + beta _{2}], 그리고 그룹 3은 [eqn: beta _{1} +beta _{3}]가 된다.

다음으로 자체재원이 보통교부세에 미치는 영향은 시간이 변화함에 따라 자치단체 그룹별로 유의적으로 변화되어왔는지를 확인하기 위하여 식 (8)에 나타난 상호작용변수에 시간을 나타내는 설명변수 [eqn: T`]를 곱한 상호작용변수를 다시 추가하여 추정모형을 다음과 같이 확장한다.

[eqn: lnY _{i`,t} `=` delta _{1} `+` delta _{1} lnX _{i,t} `+` delta _{2} D _{M} TIMES lnX _{i,t} + delta _{3} D _{L} TIMES lnX _{i,t}]

[eqn: + delta _{4} lnX _{i,t} TIMES T`+ delta _{5} D _{M} TIMES lnX _{i,t} TIMES T`+ delta _{6} D _{L} TIMES lnX _{i,t} TIMES T`]

[eqn: + delta _{7} lnP _{i`t} + delta _{8} lnA _{i`t} + delta _{9} T+ epsilon _{i`t}]                                     (9)

이 식에서 계수 추정치는 다음과 같이 해석된다. 만약 자체재원과 시간변수를 곱한 상호작용변수들의 계수 추정치 [eqn: delta _{4}], [eqn: delta _{5}] 및 [eqn: delta _{6}]가 각각 비유의적이라면 자치단체 그룹 별로 시간의 변화에 따른 보통교부세의 탄력성에는 유의적인 변화가 없으며, 따라서 계수 추정치의 해석은 식 (7)의 경우와 같아진다. 하지만 만약 [eqn: delta _{4}], [eqn: delta _{5}] 및 [eqn: delta _{6}]가 유의적이라면 시간이 변화함에 따라 자치단체 그룹 별로 보통교부세의 탄력성에는 변화가 있음을 나타난다. 예를 들어 [eqn: delta _{1}], [eqn: delta _{2}] 및 [eqn: delta _{3}]의 추정치가 각각 유의적이어서 보통교부세 탄력성은 그룹 1은 [eqn: delta _{1}], 그룹 2는 [eqn: delta _{1} +delta _{2}], 그리고 그룹 3은 [eqn: delta _{1} + delta _{3}]가 각각 된다고 하자. 또한 [eqn: delta _{4}], [eqn: delta _{5}] 및 [eqn: delta _{6}]의 추정치도 각각 유의적이라고 하자. 이 경우 [eqn: t(=1,`2,` CDOTS ,`11)]년의 보통교부세 탄력성은 그룹 1은 [eqn: delta _{1} +t TIMES delta _{4}], 그룹 2는 [eqn: ( delta _{1} + delta _{2} )+t TIMES ( delta _{4} + delta _{5} )], 그리고 그룹 3의 탄력성은 [eqn: ( delta _{1} + delta _{3} )+t TIMES ( delta _{4} + delta _{6} )]가 각각 된다. 이와 같은 방식을 통해 그룹 별 탄력성의 차이와 함께 그룹 별 탄력성의 연도 별 변화를 검토할 수 있다.

(2) 추정결과

회귀분석에서는 모든 패널 개체와 시간에 따른 오차항의 기본가정에 대해 어떤 전제를 하는가에 따라 OLS모형과 GLS(Generalized Least Squares)모형으로 구분하여 추정할 수 있다. 추정에 앞서 패널 오차항에 이분산성과 자기상관이 존재하는지를 검정하기 위해 LR(likelihood ratio)검정과 Wooldridge 검정을 각각 실시한 결과 GLS모형이 적합한 것으로 나타남에 따라 GLS추정 결과를 제시한다.

앞서 설명한 바와 같이 추정에서 가장 중요한 설명변수인 자체재원으로는 보통교부세 산정내역에 나타난 기준재정수입액과 함께 지방세수입을 하나씩 고려한다. 우선 기준재정수입액을 자체재원의 변수로 두고 모두 3가지 모형으로 구분하여 추정한 결과가 <표 2>에 정리되어 있다. 첫째, 모형 1은 식 (7)에 나타난 기본 모형을 추정한 결과이다. 예상한 바와 같이 기준재정수입액의 계수 추정치는 1% 수준에서 유의적인 부의 값으로 나타나서 기준재정수입액이 증가하면 보통교부세 교부액은 감소함을 보여준다.

둘째, 모형 2는 인구규모가 서로 다른 시·군 그룹별로 보통교부세의 탄력성 차이를 확인하기 위해 식 (8)의 회귀모형을 추정한 결과인데, 인구규모 더미를 포함한 상호작용변수의 계수는 적은 값이지만 각각 유의적으로 나타남에 따라 서로 다른 그룹 간에 보통교부세 탄력성에 미세한 차이가 있음을 알 수 있다. 즉 그룹 1은 기준재정수입액이 1% 증가하면 보통교부세가 0.392% 감소하지만 그룹 2는 그룹 1보다 약간 적은 0.387%(=-0.392+0.005) 감소하며, 그룹 3은 그룹 1보다 약간 많은 –0.402%(=-0.392-0.01) 감소한다. 따라서 각 그룹 간에는 자체재원 변화에 따른 보통교부세의 탄력성에 미세한 차이가 있음을 알 수 있다.

셋째, 모형 3은 인구규모가 서로 다른 시·군 그룹 간 보통교부세 탄력성의 차이가 시계열적으로 변화해왔는지를 파악하기 위해 식 (9)를 추정한 결과이다. 인구규모 더미를 포함한 상호작용변수의 계수 추정치는 모두 1% 수준에서 유의적인 부의 값으로 나타나며, 시간을 고려한 상호작용변수의 계수 추정치는 적은 값이지만 모두 1% 수준에서 유의적인 정의 값으로 나타난다. 이 결과에 의하면 기준재정수요액 1%변화에 따른 보통교부세의 탄력성이 그룹 별로 차이가 나며, 연도별로도 차이가 남을 알 수 있다. 예를 들어 보통교부세 탄력성은 2000년의 경우 그룹 1은 –0.14, 그룹 2는 –0.154, 그룹 3은 –0.188로 각각 계산되며, 2010년에는 그룹 1은 –0.67, 그룹 2는 –0.644, 그룹 3은 –0.638로 각각 계산된다.

<표 2>에서 모든 변수들의 계수는 1% 수준에서 유의적이다. 따라서 2000년([eqn: t=1])의 보통교부세 탄력성은 그룹 1은 –0.087+1×(-0.053)=-0.14, 그룹 2는 (–0.087-0.018)+1×(-0.053+0.004)=-0.154, 그리고 그룹 3은 (–0.087-0.056)+1×(-0.053+0.008)로 각각 계산된다. 2010년의 경우는 [eqn: t=11]로 두고 같은 방식으로 그룹 별 보통교부세 탄력성을 구할 수 있다. 그룹 별, 연도 별 탄력성은 제4절에서 정리한다.

<표 2> 추정 1: 보통교부세와 기준재정수입액

	모형 (1)	모형 (2)	모형 (3)
[eqn: constant]	6.234*** (38.23)	5.787*** (26.31)	3.055*** (12.49)
[eqn: X]	-0.404*** (-22.26)	-0.392*** (-21.43)	-0.087*** (-3.74)
[eqn: D _{M} TIMES X]		0.005*** (2.84)	-0.018*** (-7.45)
[eqn: D _{L} TIMES X]		-0.010*** (-2.79)	-0.056*** (-10.99)
[eqn: X TIMES T]			-0.053*** (-19.242)
[eqn: D _{M} TIMES X TIMES T]			0.004*** (12.06)
[eqn: D _{L} TIMES X TIMES T]			0.008*** (12.70)
[eqn: P]	0.505*** (23.45)	0.538*** (20.41)	0.534*** (22.19)
[eqn: A]	0.370*** (26.44)	0.364*** (26.31)	0.362*** (28.72)
[eqn: T]	0.161*** (61.05)	0.161*** (61.24)	0.656*** (25.20)
Wald [eqn: chi ^{2}]	5807.22***	6084.75***	8150.57***
관측치	1,647	1,647	1,647

주 : *, **, 및 *** 는 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 의미함.

한편 각 모형에서 인구, 면적 및 시간의 계수는 각각 정의 유의적인 값으로 나타나는데, 이는 인구가 많을수록, 면적이 넓을수록, 그리고 시간이 지남에 따라 보통교부세 교부액은 각각 증가함을 보여준다. 인구와 면적은 기준재정수요액 산정에 있어서 필수적인 변수임을 고려할 때, 이러한 결과는 예상에 부합한다.

다음으로 자체재원의 변수로 지방세수입을 사용하여 추정한 결과가 <표 3>에 정리되어 있는데, 전체적인 결과는 추정 1의 결과와 매우 유사하다. 첫째, 기본 모형인 식 (7)을 추정한 모형 1의 결과를 보면, 지방세수입 변화에 대한 보통교부세의 탄력성은 –0.281로서 1% 수준에서 유의적인 부의 값으로 추정된다. 이는 지방세수입이 1% 증가함에 따라 보통교부세는 –0.281%가 감소함을 의미한다.

<표 3> 추정 2: 보통교부세와 지방세수입

	모형 (1)	모형 (2)	모형 (3)
[eqn: constant]	6.285*** (33.35)	5.729*** (23.54)	3.855*** (13.91)
[eqn: X]	-0.281*** (-14.31)	-0.301** (-16.12)	-0.100*** (-4.06)
[eqn: D _{M} TIMES X]		0.008*** (4.45)	-0.016*** (-5.62)
[eqn: D _{L} TIMES X]		-0.005 (-1.41)	-0.047*** (-8.29)
[eqn: X TIMES T]			-0.037*** (-11.87)
[eqn: D _{M} TIMES X TIMES T]			0.004*** (10.48)
[eqn: D _{L} TIMES X TIMES T]			0.008*** (10.00)
[eqn: P]	0.379*** (14.60)	0.443*** (15.18)	0.453*** (16.95)
[eqn: A]	0.397*** (26.14)	0.398*** (25.96)	0.400*** (26.29)
[eqn: T]	0.144*** (55.91)	0.146*** (59.57)	0.478*** (16.63)
Wald [eqn: chi ^{2}]	4829.16***	5228.17***	6043.32***
관측치	1647	1647	1647

주 : *, **, 및 *** 는 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 의미함.

둘째, 모형 2에서는 자치단체 그룹 간에 보통교부세의 탄력성에 차이가 있는지를 검토하는데, 그룹 2에 대한 상호작용변수의 계수 추정치는 1% 유의수준에서 정의 값인 반면 그룹 3의 경우는 비유의적이다. 따라서 그룹 1과 그룹 3의 보통교부세의 탄력성은 –0.301로 같으며, 그룹 2의 탄력성은 –0.293(=-0.301+0.008)로 다소 적음을 알 수 있다.

셋째, 모형 3에서는 그룹 간 탄력성의 차이가 시계열적으로 변화되는지를 검토하는데, 모든 변수의 계수 추정치가 예외 없이 1% 수준에서 유의적인 값으로 나타남에 따라 그룹 간에 탄력성은 차이가 있으며, 연도별로도 변화함을 알 수 있다. 예를 들어 2000년의 보통교부세 탄력성은 그룹 1은 –0.137, 그룹 2는 –0.149, 그리고 그룹 3은 –0.176으로 각각 계산되며, 2010년에는 그룹 1은 –0.507, 그룹 2는 –0.149, 그리고 그룹 3은 –0.176으로 각각 계산된다.

모든 계수의 추정치가 각각 유의적이므로 그룹 별 및 연도 별 탄력성은 추정 1에서와 같은 방법으로 계산된다. 즉 시점 [eqn: t(=1,`2,`cdots`,`11)]의 각 그룹의 보통교부세 탄력성은 그룹 1은 –0.1+[eqn: t]×(-0.037), 그룹 2는 (-0.1-0.016)+[eqn: t]×(-0.037+0.004, 그룹 3은 –0.1-0.047+[eqn: t]×(-0.037+0.008)이 된다.

한편 나머지 변수들의 추정 결과는 추정 1의 결과와 같이 모두 1% 수준에서 정의 유의적인 값으로 나타난다. 따라서 인구가 많은 자치단체일수록, 면적이 넓을수록, 그리고 시간이 지날수록 보통교부세 교부액은 각각 많아짐을 알 수 있다.

Ⅳ. 자체재원 변화의 한계효과

이제 제3절에서 구한 자체재원 변화에 대한 보통교부세 교부액의 탄력성 추정 결과를 바탕으로 자체재원 한 단위 변화가 보통교부세 교부액에 미치는 영향을 파악해보자. 식 (3)에 나타난 바와 같이 다른 조건이 일정할 때 자치단체의 자체재원이 증가하면 기준재정수입액이 증가함에 따라 보통교부세 교부액은 줄어든다. 따라서 자체재원 1단위 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과는 부(-)의 값이 되는데, 따라서 자치단체가 세수 확충을 위한 노력을 통하여, 혹은 인구 증가 등에 의해 자체재원이 증가하더라도 총 재원은 자체재원 증가분에 비해 적게 증가한다. 역으로 자체재원이 감소하는 경우에는 보통교부세가 증가함에 따라 총 재원은 자체재원 감소분에 비해 적게 감소한다. 이러한 한계효과가 적을수록 자체재원의 증가 또는 감소가 총 재원에 미치는 영향은 적어진다. 만약 한계효과가 –1에 가까운 값을 가진다면 자체재원 1단위 증가로 인해 보통교부세는 1단위 가깝게 감소하므로 자치단체의 입장에서는 자체재원 증가에 큰 관심을 기울일 필요가 없어진다. 또한 이런 경우에는 자체재원이 1단위 감소하면 보통교부세 교부액이 1단위 가까이 증가하여 총 재원은 거의 줄어들지 않으므로 자체재원이 감소하더라도 크게 걱정할 필요가 없어진다. 한계효과의 절대 값이 1보다 커지는 극단적인 경우에는 자체재원이 증가하면 총 재원은 오히려 감소하며, 자체재원이 감소하면 총 재원은 오히려 증가하게 되므로 자체재원을 증가시킬 유인은 전혀 없어진다.

자체재원 1단위 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과([eqn: Delta]보통교부세 교부액/[eqn: Delta]자체재원)를 파악하기 위하여 우선 <표 2>와 <표 3>에 나타난 그룹 별 탄력성 추정치를 연도별로 계산한다. 나아가 탄력성의 공식을 이용하여 한계효과를 연도 별로 계산한다. 연도별로 자체재원 변화에 따른 보통교부세의 탄력성 공식을 이용하면 한계효과는

[eqn: 그룹`i의`한계효과`=`(그룹`i의``보통교부세`탄력성)` TIMES ` {보통교부세`교부액} over {자체재원}]

와 같이 계산된다. 이 식에서 그룹 [eqn: i]의 보통교부세 탄력성은 항상 부의 값을 가지므로 한계효과 역시 부의 값을 가지게 된다. 따라서 한계효과의 절대 값이 클수록 자체재원 1단위 변화에 따른 보통교부세 교부액의 변화 정도는 커진다.

우선 <표 4>에는 기준재정수요액을 설명변수로 사용한 추정 1의 결과를 바탕으로 연도 별로 그룹 별 보통교부세 탄력성을 계산하고 그 값을 통해 계산한 한계효과가 정리되어 있다. 우선 보통교부세의 탄력성을 보면, 모든 그룹에서 모든 연도에 걸쳐 탄력성은 부의 값으로 나타나서 기준재정수입액이 증가하면 보통교부세 교부액은 감소함을 보여준다. 또한 모든 그룹에 있어서 탄력성은 시간이 지남에 따라 조금씩 증가하는 추세를 보임을 알 수 있다. 나아가 대체로 2000년대 중반까지는 그룹 1의 탄력성이 그룹 2와 그룹 3에 비해서 적었으나 2000년대 중반을 지나면서 오히려 더 커지는 것을 확인할 수 있다.

다음으로 한계효과를 살펴보면, 모든 그룹에서 모든 연도에 있어서 한계효과는 부의 값으로 나타나서 기준재정수입액 증가로 보통교부세 교부액은 줄어든다는 것을 알 수 있는데, 각 그룹에 있어서 한계효과의 크기는 시간이 지날수록 점점 커지는 것을 확인할 수 있다. 또한 그룹 1의 한계효과는 그룹 2 및 3에 비해 상당히 크며, 그 격차도 시간이 지남에 따라 점점 확대됨을 확인할 수 있다. 특히 그룹 1의 한계효과는 2003년 이후 절대 값이 1보다 점점 커지는 것으로 나타남에 주목할 필요가 있다. 이 결과는 기준재정수입액이 1단위 증가하면 보통교부세가 1단위보다 많이 감소하여 총 재원은 오히려 줄어든다는 것을 의미한다. 따라서 인구가 가장 적은 그룹에서는 굳이 자체재원 확충 등을 통해 기준재정수입액을 증가하고자 노력할 필요가 없으며, 오히려 인구감소 등 어떤 이유로 기준재정수입액이 줄어들면 보통교부세 교부액이 기준재정수입액 감소분보다 더 많이 증가하여 자체재원은 증가된다.

<표 4> 기준재정수입액 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과

구분	탄력성			기준재정수입의 한계효과
	그룹 1	그룹 2	그룹 3	그룹 1	그룹 2	그룹 3
2000	-0.140	-0.154	-0.188	-0.397	-0.111	-0.136
2001	-0.193	-0.203	-0.233	-0.757	-0.211	-0.242
2002	-0.246	-0.252	-0.278	-0.992	-0.262	-0.289
2003	-0.299	-0.301	-0.323	-1.134	-0.303	-0.325
2004	-0.352	-0.350	-0.368	-1.401	-0.354	-0.372
2005	-0.405	-0.399	-0.413	-1.713	-0.457	-0.473
2006	-0.458	-0.448	-0.458	-1.663	-0.497	-0.508
2007	-0.511	-0.497	-0.503	-1.920	-0.562	-0.569
2008	-0.564	-0.546	-0.548	-2.378	-0.610	-0.612
2009	-0.617	-0.595	-0.593	-2.422	-0.635	-0.633
2010	-0.670	-0.644	-0.638	-1.988	-0.649	-0.643

이제 추정 2의 결과를 바탕으로 산정한 그룹별, 연도별 탄력성과 한계효과가 <표 5>에 정리되어 있는데, 전체적인 결과는 <표 5>에 나타난 바와 매우 유사하다. 우선 탄력성을 살펴보면, 각 그룹 별로 탄력성은 시간이 지남에 따라 지속적으로 증가하며, 그룹 1의 탄력성은 대체로 2000년대 중반을 지나면서 그룹 2 및 3의 탄력성에 비해 높아지는 것으로 나타난다. 한계효과의 경우는 모든 그룹에서 시간이 지남에 따라 조금씩 증가하는 것으로 나타난다. 또한 매년 그룹 1의 한계효과는 그룹 2와 3에 비해 높으며, 그 격차는 시간이 지남에 따라 상당히 확대됨을 알 수 있다. 특히 <표 4>에서 기준재정수입액의 변화에 따른 한계효과와 마찬가지로 그룹 1에 있어서 지방세수입 변화에 따른 한계효과는 2003년 이후에는 계속 절대 값이 1보다 큰데, 이 결과는 지방세수입을 1단위 증가시킴에 따라 보통교부세 교부액은 1단위 이상 감소하며, 그 결과 총 재원은 오히려 줄어든다는 것을 보여준다.

한계효과의 절대 값이 1보다 크다는 결과는 2006년 한 해를 대상으로 지방교부세 전체를 분석한 주만수(2006)의 결과와 일치한다. 주만수(2009)는 2006년 한 해를 대상으로 시와 군을 구분하여 분석하는데, 기준재정수입액 한 단위 증가에 따른 한계효과는 시는 –1.35, 군은 –1.51로 각각 나타나며, 자체재원 한 단위 증가에 따른 한계효과는 시는 –1.08, 군은 –1.21로 각각 나타난다.

이제 이런 결과가 나타난 이유에 대해 검토해보자. 앞서 살펴본 바와 같이 인구가 가장 적은 그룹에 속한 시·군들에서는 지난 10년간 인구가 가장 많이 감소한 것으로 나타난다. 이 그룹의 경우 보통교부세 산정에 있어서 기준재정수입액은 가장 적게 증가한 것으로 나타난 것은 예상되는 결과이지만 기준재정수요액은 오히려 다른 그룹에 비해 많이 증가했다는 사실은 의외이다. 이러한 결과가 나타난 것은 보통교부세 산정에 있어서 인구가 적은 시·군에 대해 유리하게 기준재정수요액이 산정되도록 정책적인 배려가 있었음을 알 수 있다. 인구가 적은 상태에서 지속적으로 인구가 감소한 시·군에서는 기준재정수입액 증가가 정체되더라도 기준재정수요액이 빠르게 증가함으로써 보통교부세 교부액은 오히려 증가한 것이다. 특히 한계효과의 절대 값이 매년 증가해왔다는 사실은 그러한 정책적 배려가 매년 조금씩 확대되어왔음을 보여준다.

<표 6> 지방세 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과

구분	탄력성			지방세수입의 한계효과
	그룹 1	그룹 2	그룹 3	그룹 1	그룹 2	그룹 3
2000	-0.137	-0.149	-0.176	-0.436	-0.115	-0.136
2001	-0.174	-0.182	-0.205	-0.726	-0.185	-0.208
2002	-0.211	-0.215	-0.234	-0.955	-0.237	-0.258
2003	-0.248	-0.248	-0.263	-1.117	-0.274	-0.291
2004	-0.285	-0.281	-0.292	-1.194	-0.293	-0.304
2005	-0.322	-0.314	-0.321	-1.160	-0.423	-0.433
2006	-0.359	-0.347	-0.350	-1.718	-0.424	-0.428
2007	-0.396	-0.380	-0.379	-1.753	-0.451	-0.450
2008	-0.433	-0.413	-0.408	-2.008	-0.498	-0.492
2009	-0.470	-0.446	-0.437	-2.095	-0.526	-0.515
2010	-0.507	-0.479	-0.466	-2.149	-0.546	-0.531

이처럼 인구가 가장 적은 그룹에 속하는 시·군에 있어서 자체재원 증가에 따른 한계효과의 절대 값이 2000년대 중반 이후 계속 1보다 크며 그 값이 차츰 커져왔다는 사실과 함께 모든 그룹에서 한계효과가 매년 조금씩 커져왔다는 사실은 자치단체의 인센티브 측면에서는 매우 부정적인 신호를 전달하게 된다. 우선 인구가 적고 빠르게 감소하는 지역은 대체로 농어촌지역으로서 상대적으로 낙후된 지역이라는 속성을 지닌다. 재정형평화 차원에서 이런 지역들에 대해 보통교부세가 더 많이 배분되도록 하는 것은 일견 일리가 있지만 자체재원이 줄어들면 보통교부세는 자체재원 감소분에 비해 오히려 많이 증가하는 과도한 재정형평화 구조는 중요한 문제가 있다. 이런 상황에 놓인 자치단체의 입장에서는 자체재원을 늘이는 것은 현명한 선택이 아니므로 자체재원 증가에는 무관심한 반면 기준재정수요액이 좀 더 강화되어 반영되기만을 바라는 경향이 나타나게 된다. 또한 모든 그룹의 자치단체에 있어서 한계효과는 시간이 지날수록 조금씩 증가해왔다는 사실도 역시 인센티브를 왜곡하는 방향으로 작용하게 된다. 비록 아직까지는 한계효과가 1보다 적어서 자체재원이 1단위 증가하면 보통교부세는 1보다는 적게 감소하지만 이런 추세가 지속된다면 자체재원 확충의 유인은 더욱 줄어들게 될 것이다.

Ⅳ. 요약 및 결론

이 연구에서는 2000년대 이후 자치단체 별 인구가 빠르게 변화되어왔음을 고려하여 인구규모별 자치단체의 자체재원 확대 유인이 동태적으로 어떻게 변화되어왔는지를 자체재원 확충이 보통교부세 교부액에 미치는 영향을 실증적으로 분석함으로써 파악한다. 주요 결과는 다음과 같이 요약된다.

첫째, 간단한 모형을 통해 분석한 결과 자체재원 증가는 보통교부세 교부액에 부정적인 한계효과를 미치며, 재정부족액이 많은 자치단체일수록 그러한 부정적인 효과는 확대된다. 또한 시간이 지남에 따라 어떤 자치단체의 기준재정수요액이 기준재정수입액에 비해 빠르게 증가한다면 이 자치단체의 보통교부세 교부액은 증가한다.

둘째, 지난 10년 간 인구규모가 적은 시·군에서는 대체로 인구가 감소하는 추세가 나타나며, 이러한 시·군에 대해서는 기준재정수요액을 매년 보강하여 반영하는 방식을 통해 보통교부세 산정에 있어서 배려해왔던 것으로 나타난다. 이러한 정책은 자체재원 증가에 따른 한계효과를 확대시킴으로써 자체재원 확보에 부정적인 영향을 미친다.

셋째, 시·군 자치단체를 인구 규모별로 유형화하여 실증적으로 분석한 결과 자체재원 증가에 대한 보통교부세의 탄력성은 모든 그룹에서 부의 값으로 나타나며, 탄력성의 크기는 시간이 지남에 따라 조금씩 증가해왔던 것으로 나타난다.

넷째, 탄력성을 이용하여 자체재원 증가가 보통교부세에 미치는 한계효과를 파악한 결과 모든 그룹에서 모든 연도에 있어서 한계효과는 부의 값으로 나타나며 시간이 지날수록 점점 커지는 것으로 나타난다. 특히 인구가 가장 적은 그룹의 한계효과는 가장 크며 2003년 이후 매년 한계효과의 절대 값은 1보다 큰 것으로 확인된다.

이 논문의 분석에 의하면 보통교부세 제도에는 지금까지 알려진 자체재원이 보통교부세 교부액에 미치는 부정적인 영향이 존재하며, 그 정도는 최근 들어 차츰 심화되고 있음을 알 수 있다. 특히 인구가 적으면서 지속적으로 감소하는 저개발지역이나 낙후지역에서는 그 정도가 매우 심하며, 최근에는 자체재원이 감소되면 오히려 총 재원이 늘어나는 현상까지 나타나고 있다. 이런 현실 하에서 자치단체 입장에서는 자체재원을 증가시키고자 노력하는 것이 오히려 비합리적인 선택이 되므로 유인이 심각하게 왜곡된다.

인구감소로 인해 자체재원이 계속 줄어들거나 정체 상태에 놓인 자치단체들에 대해 보통교부세를 통해 재정을 보전해주는 정책은 재정형평화의 차원에서 필요하다. 하지만 이런 자치단체들에 대해 보통교부세를 통한 재정이전이 과도하게 이루어짐에 따라 자체재원 확보에 대해 부정적인 유인을 제공하는 것은 전체 재정자원의 효율적인 동원과 배분 측면에서는 문제가 생긴다. 이런 구조 하에서는 스스로 부담하지 않더라도 다른 누군가의 부담에 의해 추가적인 지출이 가능하므로 공공서비스 공급에 있어서 과다 공급의 유인이 나타나고 비효율성이 심화된다. 나아가 자치단체의 재정지출 구조가 빠르게 변하고 있는 최근 추세를 보더라도 이런 구조는 문제가 있다. 사회복지비 지출을 중심으로 지방재정에 대한 전반적인 압박 수준이 높아지는 가운데 자치단체의 인구규모와 인구증가율은 사회복지비 지출과 밀접한 관련을 맺는데, 인구가 많은 시·군은 사회복지지출 비중이 높으며 인구증가율이 높은 지역일수록 사회복지비 지출도 빠르게 증가하는 것으로 나타난다(주만수·최병호, 2011). 향후 사회복지지출이 보다 빠르게 증가하면서 전체 지출에서 차지하는 비중도 더욱 높아질 것으로 예상되므로 보통교부세를 중심으로 한 이전재원 배분에 있어서 사회복지비와 관련된 지방의 재정지출 특성을 체계적으로 반영할 필요가 있다.

지방재정을 둘러싼 환경이 급변하고 있는 가운데 재정적으로 곤궁한 지역에 대해 자동적으로 많은 재원을 배분하는 기본 배분방식에 더하여 추가적으로 재원이 배분되도록 배려하는 방식은 교정할 필요가 있다. 단기적으로는 기준재정수요액 산정 방식을 합리적이고 객관적으로 개편하는 것이 필요하다. 인구가 적은 자치단체에 대한 1인당 기준재정수요액이 과다하게 산정되도록 함으로써 다른 자치단체와의 전체 기준재정수요액의 격차를 줄이고 보통교부세가 많이 교부되도록 하는 현행 방식은 인구규모에 따른 공공서비스 공급비용의 차이를 과학적으로 산정하여 반영하는 방식으로 변경할 필요가 있다. 중장기적으로는 기준재정수요액이나 기준재정수입액의 증감이 보통교부세에 미치는 긍정적 또는 부정적인 영향을 축소시키는 방식으로 근본적인 제도 개편을 모색할 필요가 있다.

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행정안전부. ｢지방재정연감｣. 각 년도.

최병호(崔炳虎): Texas A&M 대학에서 경제학 박사학위를 취득하였으며, 부산대학교 경제학과 교수로 재직 중이다. 주요 연구분야는 지방재정, 조세, 영화산업분석 등이다. 최근 주요 논문으로는 "지역 차원 균형발전정책의 유효성에 관한 연구"(국토연구, 2012), "우리나라 공공자본의 공간적 외부효과 분석(재정정책논집, 2012), 이명박 정부의 지방재정관련 정책의 평가와 과제"(한국지방재정논집, 2012) 등이 있다.

<E-mail: bhchoe@pnu.edu / 논문접수일: 2013. 01. 14 / 심사개시일: 2013. 01. 21 / 심사완료일: 2013. 02. 08>

이근재(李根載): 일본 히로시마대학에서 박사과정을 수료하고, 부산대학교에서 경제학 박사학위를 취득하였다. 현재 부산대학교 경제학과 교수로 재직 중이며, 주요 연구분야는 지역경제, R&D 및 혁신, 지방재정 등이다. 최근 주요 논문은 “지역차원 균형발전정책의 유효성에 관한 연구: 경상남도의 경우”(국토연구, 2012), “중국의 경제개방이 지역별 경제성장에 미치는 영향”(한국동북아논총, 2012) “우리나라 공공자본의 공간적 외부효과 분석”(재정정책논집, 2012) 등이 있다.

<E-mail: kjlee@pnu.edu>

정희완(鄭希完): 부산대학교 대학원에서 경제학 박사과정을 수료했으며, 현재 부산대학교 경제학과 시간강사로 재직 중이다. 주요 관심분야는 지방재정, 지역경제 등이며 논문으로는 “외부성을 고려한 일본의 공공자본 생산성과 공간적 배분 효율성”(한국지방재정논집, 2010), “산업연관표를 이용한 부문내-부문별 간접세 파급효과분석”(조세연구, 2011)이 있다.

<E-mail: hwjeong815@pasan.ac.kr>

부록

분석 대상 시·군을 인구규모에 따라 유형화하기 위해 커널밀도추정(Kernel density estimate) 방식을 이용한다.

<그림 3> 인구규모와 커널밀도 추정

<그림 3>의 그림 (1)에는 2010년도에 보통교부세액 불교부단체를 제외한 154개 시·군의 인구자료를 이용하여 커널밀도추정를 통해 나타난 선과 정규분포를 가정하여 추정한 선이 각각 그려져 있다. 여기서 볼 수 있듯이 커널밀도추정 결과 분포형태는 정규분포에서 왼쪽으로 치우진 형태를 보이고 있다. 여기서는 각 그룹에 소속된 자치단체의 인구분포가 정규분포의 형태로 나타날 수 있도록 자치단체를 유형화한다. 즉 커널밀도추정 방법 중의 하나인 Parzen창 추정법을 통해 정규분포 가정을 만족시키는 표본자료를 구분 후 분석하기로 한다. 즉 인구자료를 분할하여 추정함으로서 정규분포의 가정을 충족시킨다. <그림 3>의 (2), (3) 및 (4)에는 시·군을 인구규모 별로 5만 미만 이하의 1그룹, 5만 이상～14만 미만의 2그룹, 14만 이상의 3그룹 등 세 묶음으로 구분하여 커널밀도추정을 한 결과가 제시되어 있다. 이 경우 각 그룹에 포함된 시·군의 인구분포는 정규분포의 가정을 대체로 만족함을 확인할 수 있다.

커널밀도 추정은 비모수적(non-parametric) 밀도 추정의 하나인데, 비모수적 밀도 추정은 특정 벡터 [eqn: X]가 표본공간상의 영역 [eqn: R]에 속할 확률함수 [eqn: P(X)]를 정의한다. 비모수적 밀도 추정의 일반적인 식은 [eqn: P(X)=k/N CDOT V]로 나타내는데, [eqn: V]는 [eqn: X]를 둘러싸는 영역 [eqn: R]의 체적을 의미하고, [eqn: N]은 표본의 총수이며, [eqn: k]는 [eqn: R]내의 표본 수([eqn: V]안에 들어가는 데이터 수)를 말한다. 일반적인 식을 이용하여 커널밀도함수를 추정하는 방법 중 하나인 Parzen창 추정법은 체적 [eqn: V]를 고정 값으로 선택하고 영역 내의 표본의 수 [eqn: k]를 임의로 정하여 접근하는 방식으로서 [eqn: V=1/ sqrt {N}]과 같은 [eqn: N]의 함수로 체적을 지정하여 영역을 줄여가면서 최적 밀도를 추정한다. 즉 이 방법은 [eqn: V]를 커널(창)이라고 보고 커널의 크기를 줄여가면서 그 커널안의 데이터 밀도를 측정하는 방식이다.