지방정부의 생산효율성 제고가 지역내 기업성과에 미치는 영향

Ⅰ. 서 론

지방정부의 효율성과 지역경제성장 간의 관계는 오랫동안 관심의 대상이었다. 우리나라를 포함하여 OECD와 EU회원국에서 생산적 공공재는 대부분 지방정부에 의해서 공급되고 있다(Estache and Sinha, 1995; Bel and Fageda, 2009; Kappeler et al. 2013). 자본지출이 중앙정부보다 지방정부를 통해 더 많이 이루어지기에 지역경제성장에 필수적인 생산적 공공재의 생산은 지방정부의 주된 역할일 수밖에 없는 것이다.

지방정부의 공공재 공급측면에서 효율성은 책무성과 반응성을 통한 지방공공재의 효율적 생산을 의미하는데, 이는 생산 이전의 배분효율성(allocative efficiency)과 생산 및 공급 과정의 생산효율성(productive efficiency)으로 구분할 수 있다. 배분효율성이란 주민들의 선호에 적합하게 지역의 행재정적 자원이 배분되는가라는 생산요소 투입의 반응성을 나타낸다. 한편 지방정부의 생산효율성은 주어진 정부의 예산제약 하에서 지방공공재의 양과 질적 측면에서 산출한 성과 수준을 의미한다.

정부의 생산효율성과 지역내 경제적 성과 간의 관계를 실증적으로 분석하기 위해서는 이러한 지방정부의 효율성을 측정하는 것이 필수적이다. 하지만 이를 직접적으로 측정하기는 쉽지 않아 다양한 방법들이 지속적으로 시도되고 있다. 가장 일반적인 접근법은 지방정부를 대상으로 의료나 교육 등과 같은 특정 분야의 지출과 성과지표 간의 관계를 회귀분석을 통해 파악한 후에 그 회귀선의 잔차를 상대적 효율성의 수준으로 해석하는 것이다. 즉, 지출 한 단위당 최적 산출물 수준인 생산가능곡선에 각 지방자치단체들이 얼마나 근접했는지를 추정하는 것이다.

또 다른 방법은 생산효율성이라는 개념을 폭넓게 해석하여 뇌물수수, 공금횡령, 지역이권단체에 대한 불법적 편의 제공, 미흡한 혁신 노력 등과 같이 공무원과 정치인의 지대추구행위의 정도를 평가하는 것이다. 주로 국가 간의 비교 분석을 위해 주요 국제기구나 NGO에서 평가 모형을 개발하여 측정하고 있는데, 우리나라의 경우 국민권익위원회에서 공공기관 청렴도 평가를 매년 실시하고 있다.

이와 같이 정부의 생산효율성의 대리변수로서 자주 활용되는 정부부패(혹은 정부청렴)과 경제성장(혹은 소득증대) 간의 관계를 설명하는 두 가지 전통적인 이론이 있다. 하나는 정부부패가 경제성장에 도움이 된다는 윤활유가설(“grease the wheels” hypothesis)이고, 다른 하나는 반대로 정부부패가 경제성장을 저해한다는 발목잡기가설(“sand the wheels” hypothesis)이다. 윤활유가설에 따르면 정부부패는 역설적이게도 비효율적인 규제를 우회할 수 있는 길을 제공해준다. 가령 창업을 가로막는 규제가 있을 때 정치인과 공무원에게 주는 뇌물은 일종의 급행세로서 생산성이 높은 사업이 더 빠르게 착수되어 진척되도록 돕는 역할을 하게 된다. 이와 반대로 발목잡기가설에서는 정부부패가 민간의 효율적인 생산과 혁신을 가로막으면서 경제성장을 방해하게 된다.

국가들을 대상으로 하는 횡단면 혹은 패널 실증분석은 주로 국제투명성기구(Transparency International)가 매년 발표하는 부패인식지수(Corruption Perception Index; CPI)^１)를 사용하여 공공부문 부패의 결정요인과 정치·경제적 파급효과를 분석하고 있다(Grundler, K. and Potrafke, 2019). 이 밖에도 국제국가위험지수(International Country Risk Guide, ICRG), 세계은행의 세계가버넌스지수(World Governance Indicators), 부패통제지수(Control of Corruption Index, CCI), 세계부패지표(Global Corruption Barometer, GCB), 국가통합체계지수(National Integrity System, NTS) 등도 국가간 패널분석에 널리 사용되고 있다(Spyromitros and Panagiotidis, 2022). 이러한 선행 실증연구들을 토대로 한 Ugur(2014)의 메타분석은 정부부패와 경제성장 간에는 강한 부의 관계가 성립한다는 증거가 더 명백함을 보여준다^２).

하지만 이러한 대부분의 실증분석은 오랫동안 중앙정부를 대상으로 하고 있었고, 광역자치단체나 기초자치단체의 정부효율성이 지역경제성장에 미치는 영향에 대한 연구는 매우 제한적으로만 이루어졌다(Iddawela et. al, 2021). 이러한 배경에서 본 연구는 지방정부의 지방공공재 생산 및 공급 과정에서의 생산효율성이 지역 경제에 미치는 영향에 초점을 맞추고자 한다. 보다 구체적으로 본 연구는 지방정부의 생산효율성 개선이 실제로 역내 기업의 생산성과 수익성에 어떤 영향을 미치는가를 패널분석과 이중차분법 분석을 통해 실증적으로 고찰하고자 한다.

본 논문의 순서는 다음과 같다. 제II장에서 정부의 생산효율성과 경제성장 및 기업성과 간의 관계를 실증적으로 분석한 국내외 선행연구를 살펴보고, 제III장에서 우리나라의 기업데이터를 바탕으로 기초자치단체의 청렴도가 기업성과(노동생산성과 자산수익성)에 미치는 인과관계를 추정할 것이다. 그리고 제IV장은 이러한 결과를 바탕으로 정책적 시사점을 도출하고 향후 필요한 후속연구에 대해 논하고자 한다.

Ⅱ. 선행연구

지방정부의 정부효율성이 지역경제성장에 지대한 영향을 미친다는 점이 최근 들어 유럽연합(Charron et al., 2014; Crescenzi et al., 2016; Rodriguez and Garcilazo, 2015; Rothstein et al., 2013)과 중국(Cole et al., 2009; Rodriguez-Pose and Zhang, 2019)을 대상으로 한 일련의 실증분석들에 의하여 규명되고 있다.^３)

지역경제의 성장요인을 분석한 국내의 선행연구는 경제학 분야에서뿐만 아니라 도시계획과 행정학 분야에서도 찾을 수 있다. 지역경제 성장요인에 관한 연구는 특정 지역의 사례를 분석하는 방식과 함께 광역자치단체의 재정지출, 정부역량, 산업구조가 지역내 경제성장에 미치는 효과를 통계적으로 분석하는 것으로 구분된다(정주원외, 2021). 전자의 경우 산업장려지구, 혁신도시, 비즈니스 인큐베이터 설정과 같은 구체적 정책 사례가 지역 경제성장에 미치는 효과를 미시적으로 분석하고 있다. 후자의 경우에는 지방정부의 재정지출(최병호·정종필, 2001; 이종화·임응순, 2017), 정부역량(최종민, 2018), 산업구조(김현민·김유미, 2009) 등이 지역경제에 미친 영향을 실증적으로 분석하였다.

여기서 지방정부가 주도적으로 추진하는 정책적 노력과 지역경제성장 간의 관계를 분석한 선행연구는 주로 지방정부의 역량에 초점을 두고 있다. 지방정부의 역량을 재정역량과 인적역량으로 구분하고, 정부의 재정 및 인적 역량이 지역경제성장에 미치는 개별적인 영향을 독립적으로 고찰하고 있다는 특징을 보인다. 그런데 여기서 지방정부의 재정역량이 지역경제에 미치는 영향은 주로 재정분권과 경제성장 간의 이론적 논의와 연관되어 있고, 지방정부의 인적역량은 주로 인구 대비 공무원 수를 사용하는데, 다른 변수들을 통제한 후 재정적 자율성과 공무원 수가 상대적으로 많을수록 지역경제성장과 관련한 전문성과 능력이 있을 확률이 높다는 점에 착안하고 있다(정주원외, 2021). 한편 최종민(2018)은 지방정부의 인적역량 중 일부 항목으로서 지방정부의 청렴도평가결과(국민권익위원회)를 활용하였는데, 청렴도를 포함한 다양한 항목을 바탕으로 도시정부경쟁력이라는 지수를 개발하였다. 그런 다음 다양한 통제변수와 함께 도시정부경쟁력이 지역내총생산에 미치는 영향을 회귀분석하였으며, 그 결과 도시정부경쟁력이라는 복합지수 값과 지역내총생산 간의 유의미한 양의 관계를 확인하였다.

한편 지금까지 소개한 선행연구들은 모두 지역경제성장이라는 거시경제적 총계자료에 기초해 있어 지방정부가 제공하는 생산적 공공재의 비효율성이 개별기업에 미치는 부정적 영향에 대한 논의를 하기에는 한계가 있다. 본 논문처럼 기업단위 자료를 바탕으로 지방정부의 생산효율성과 역내 기업성과 간의 관계를 분석한 연구는 저자가 아는 범위내에서 그리 많지 않다. Fisman and Svensson(2007)은 1995~1997년간 우간다의 기업들을 대상으로 한 데이터를 통해 조세와 정부부패(뇌물수수)가 기업성장에 부정적 영향을 미친다는 점을 실증적으로 보여주었다. LiPuma et al (2013)은 세계은행의 세계기업환경조사(World Business Environment Survey)를 이용해서 지방정부의 제도역량(institutional quality)이 수출기업 중 중소기업의 수출성과에 긍정적인 영향을 미친다는 점을 보였다. 최성진·최윤형·임형록(2017)에 따르면 동유럽과 중앙아시아에서 실시된 세계은행의 패널 자료를 분석한 결과 부패를 경험하는 기업의 성과는 그렇지 않은 기업에 비하여 통계적으로 유의미하게 감소하였다. 하지만 이러한 관계는 상관관계일 뿐이며, 지방정부의 정책적 노력이 가져온 인과관계로 해석할 수 없다는 한계를 지닌다.

따라서 본 연구는 이러한 방법론적 한계를 극복하고, 선행연구들이 크게 주목하지 않은 기초자치단체의 생산효율성에 초점을 맞추고자 한다. 특정 사례나 지역 중심의 단편적 분석이 아니라 전국에 산재해있는 기업들의 미시데이터와 기초자치단체의 청렴도 평가결과를 이용하여 지방공공재 제공과정에서의 효율성 증진이라는 정책변화의 인과효과를 구체적으로 추정한다는 점에서 본 연구의 차별성이 있다고 하겠다.

Ⅲ. 정부청렴도와 기업성과 간의 관계

1. 이론모형^４)

생산적 공공재(productive public goods)는 생산요소로서 기업의 경제활동에 직접 투입되는 공공재이며, 사적소비재와 유사한 성격을 지닌 소비적 공공재(consumptive public goods)와 구분될 수 있다. 지역내 생산요소로 사용되는 생산적 지방공공재는 지방정부의 노력에 따라 양과 질이 결정되고, 이는 기업의 생산성 향상과 지역경제성장으로 이어진다는 점을 이론적으로 보여주기 위해 간단한 모형을 제시하고자 한다. Warner(2014)는 중앙정부를 대상으로 한 공공재 공급 모형을 제시하였는데, 본장에서는 이를 지방공공재에 맞게 변형하여 다음과 같은 간단한 거시경제모형을 설정하였다.

$\[ \begin{array}{c}\begin{array}{c}\mathrm{최}\mathrm{종}\mathrm{재}\mathrm{ }\mathrm{생}\mathrm{산}\mathrm{함}\mathrm{수} :Y=A{K}^{a_1}{L}^{a_2}{p}^{a_3}\\ \mathrm{공}\mathrm{공}\mathrm{재}\mathrm{ }\mathrm{축}\mathrm{적}\mathrm{함}\mathrm{수}: \dot{p}=s{I}_p-\delta p\end{array}\\ \begin{array}{c}\mathrm{사}\mathrm{적}\mathrm{재}\mathrm{화}\mathrm{ }\mathrm{소}\mathrm{비}\mathrm{함}\mathrm{수}: C=Y-I_p\\ \mathrm{공}\mathrm{공}\mathrm{재}\mathrm{ }\mathrm{생}\mathrm{산}\mathrm{함}\mathrm{수}: (1-\beta )tY=I_p\end{array}\end{array} \]$

여기서 Y는 지역총생산, A는 총요소생산성, K는 사적자본(private capital)이며, L은 노동투입량이며, p는 생산적 지방공공재의 총량, Ip는 생산적 지방공공재 투자량, δ는 지방공공재자본(public capital)의 감가상각률, C는 소비, t는 지방세율, 그리고 (1-β)는 총 지방세수에서 생산적 지방공공재 생산에 투입되는 재원의 비율을 나타낸다. 끝으로 Buffie et al.(2012)에서와 같이 s는 정부부패 등의 이유로 누수되는 지방공공재의 양을 나타내는 계수들로서 [0,1]의 값을 가진다.

이 모형을 바탕으로 균제상태(steady state)에서의 생산적 지방공공재(p)와 최종생산물(Y) 간의 관계를 그림으로 표현하면 아래의 <그림 1-1>, <그림 1-2>와 같다. 균제상태란 생산적 지방공공재의 추가적인 생산이 감가상각분과 일치하는 지점을 뜻한다. 이를 그림으로 나타내면, <그림 1-1>에서 E가 균제상태의 지점을 가리킨다. 생산적 지방공공재가 E수준보다 높거나 낮은 경우에 최종적인 균형은 다시 E지점으로 되돌아간다는 것을 의미한다. 결국 종축인 최종생산물의 수준(Y)은 변하지 않는 것이다.

<그림 1-1>

생산적 지방공공재와 최종생산물 간의 동태적 균형

<그림 1-2>

지방정부 청렴도가 지역경제성장에 미치는 효과

이 때, 사적자본과 노동공급량을 주어진 것으로 가정하고 지역내 총생산을 증가시키기 위한 하나의 방법은 생산적 지방공공재의 축적함수를 변화시키는 것이다(<그림 1-2> 참조). 여기서 지방정부의 청렴도가 개선된다는 의미는 지방공공재 생산과정에서 발생하는 누수가 줄어든다는 것이며, 이는 s의 값이 높아짐을 의미한다. 윤성일·권오영(2017)은 2011년~2013년까지 27개 공기업과 31개의 준정부기관을 대상으로 공공기관의 청렴도와 조직성과 간의 관계를 실증적으로 검증하여 수직적 책무성, 내부적 책무성, 고객적 책무성, 사회적 책무성과 같은 청렴도의 주요 구성 항목이 모두 해당 기관의 조직성과에 유의미한 영향을 가지고 있음을 보였다. 이와 비슷한 맥락에서 조수연(2017)도 221개 기초자치단체를 대상으로 한 청렴도 평가결과와 지방정부의 기술적 효율성 간의 관계를 토빗-패널 회귀분석으로 검토하여 외부청렴도가 기술적 효율성과 정의 관계를 가지는 것을 확인하였다. 즉, 실제로 청렴도가 높아지면 조직성과가 높아지고 이는 위의 모형에서 s의 증가로 표현할 수 있는 것이다.

이에 따라 <그림 1-2> 에서와 같이 생산적 지방공공재와 최종생산물의 균제상태 수준은 처음보다 증가하게 된다. 이 과정에서 지역경제는 성장하게 되고 이전보다 높은 수준의 지역내총생산(혹은 1인당 GRDP)을 가져오게 된다. 다시 말해, 지방정부의 부정부패가 줄어든다면 이에 따라 누수되는 자원을 절약할 수 있고, 이는 지역내 경제성장으로 이어질 수 있다는 것이다.

생산적 공공재의 효율적 공급이 장단기 경제성장을 이끌 수 있다는 이러한 이론모형의 주된 결론은 최근 북미와 유럽 국가들을 대상으로 한 실증연구에 의해 확인되고 있다(Kappeler et al, 2013; Cyrenne and Pandey, 2014; Elekdag and Muir, 2014; Warner, 2014). 지역내 생산가능인구수가 단기에 유의미한 변동을 겪지 않는 일반적인 경우를 가정하면, 위 모형에서 제시한 지역내총생산의 증가는 바로 1인당 지역내총생산으로 치환된다. 이제 지방정부의 생산적 지방공공재 품질 제고가 가져오는 1인당 지역총생산 증대 효과는 일정 부분 지역내 기업들의 노동생산성 향상의 결과라고 판단할 수밖에 없다. 즉, 위의 모형을 통해 우리는 지방정부의 생산효율성 개선이 역내 기업의 노동생산성 제고로 이어진다는 이론적인 연결고리를 확인할 수 있다.

이제 본 이론모형이 설명하는 바와 같이 청렴도 개선이라는 지방정부의 생산효율성 증진이 실제로 기업의 노동생산성 및 자산수익성 제고로 이어질 수 있는지를 실증분석을 통해 확인해보도록 하겠다.

2. 분석자료 및 추정전략

첫째, 본 연구에서 지역경제의 특징과 성과를 나타내는 변수로 한국기업데이터(KED)의 2015년~2019년 데이터를 사용하였다. 2020년부터 코로나19로 인해 데이터 시계열상의 구조적 단절이 나타나는데, 지역별 산업별 기업별로 받은 긍정적 부정적 영향의 종류와 정도가 상이하여 이전 연도 데이터와 유기적인 분석에 한계가 있어 이를 피하고자 하였다. 한국기업데이터는 기업들의 다양한 재무제표 정보를 포함하고 있어, 시군구에 소재하는 기업들에 대한 연구에 활용이 가능하다. 자료의 가용성 측면에서 기업분류, 종업원수, 매출액, 자산액, 당좌자산, 고정자산 등의 변수를 활용하였다. 또한 노동생산성의 측정은 KED 자료내 가용성에 따라 종사자 1인당 생산한 부가가치가격에 가까운 매출액/종업원수를 사용하였다.

두 번째 자료로서 동일한 기간에 기초자치단체의 생산효율성을 일관성 있게 측정할 수 있는 공신력 있는 지수가 필요하였다. 이를 위해 앞서 소개한 선행연구들에서와 같이 국민권익위원회가 매년 측정하는 공공기관 청렴도를 사용하였다. 국민권익위원회는 부패방지 및 국민권익위원회의 설치와 운영에 관한 법률 제12조(기능), 제27조2(공공기관 부패에 관한 조사·평가) 그리고 제27조3(조사·평가결과의 공개)에 따라 2002년부터 매년 6월 30일 공공기관 청렴도를 측정하고 결과를 발표하고 있다. 청렴도 측정 기간이 전년 7월 1일부터 당해년도 6월 30일까지로 두 개년에 걸쳐 있기 때문에 지역경제와 관련된 당해년도 변수에 미치는 인과관계를 파악하는 데 있어서 시차를 두지 않아도 되는 특징이 있다. 또한 청렴도 측정모형은 2012년에 대대적으로 개편된 이후에 2019년까지 통일성 있게 유지되고 있었다.

공공기관 청렴도 측정대상은 2019년 기준으로 중앙행정기관(45개), 지방자치단체(광역 17개, 기초 226개), 교육청·교육지원청(91개), 공직유관단체(230개) 등 총 609개 공공기관이다. 측정모형의 종합청렴도는 외부청렴도(가중치 0.601), 내부청렴도(0.250), 정책고객평가설문(0.149)에 부패사건 발생현황 및 신뢰도 저해행위 감점을 적용하여 산출된다. 공공기관과 업무경험이 있는 국민이 평가하는 외부청렴도는 부패인식과 부패경험으로 이루어져 있는데, 부패인식은 업무처리의 투명성 및 책임성 정도, 특혜제공, 부정청탁 등 부패와 관련된 인식을 설문조사를 통해 파악하는 것이고, 부패경험은 금품·향응·편의 경험을 설문으로 조사하여 파악한다. 한편 내부청렴도는 청렴문화와 업무청렴으로 구성된 총 20개 항목의 설문조사에 근거하여 도출된다. 청렴문화의 세부항목으로는 업무처리의 투명성 및 부정청탁 등 조직문화, 부패통제 제도운영의 실효성 정도 등 9개 항목이 있다. 업무청렴의 세부항목으로는 인사, 예산집행, 업무지시의 공정성에 대한 11개 평가 항목이 있다.

그런데 본 연구의 대상인 기초자치단체에 대해서는 정책고객평가를 실시하지 않는다. 이러한 경우 권익위원회는 외부청렴도(0.735)와 내부청렴도(0.265)의 가중합산을 해당 설문의 점수로 대체하고 있다. 따라서 기초자치단체에 대한 청렴도 종합평가 점수에서 외부청렴도와 내부청렴도는 결국에 각각 71%와 29%를 차지하게 되는 것이다. 다시 말해 청렴도 종합평가는 지방정부의 지방공공재 및 행정서비스를 직접 제공받는 지역 내 주민 및 기업의 의견이 상대적으로 크게 반영되는 구조를 지니기 때문에 본 연구에서는 정부의 생산효율성을 측정하는 대리변수로 이를 사용하고자 한다. 종합청렴도 평가대상인 기초자치단체 중에 제주시와 서귀포시는 자치시가 아니기 때문에 제외되었고, 세종시는 광역시로 분류되어 제외되었다.

2015년~2019년 동안 기초자치단체 종합청렴도 등급의 분포는 아래의 <표 1>과 같다. 가장 우수한 평가(1등급)를 받은 기초자치단체의 수는 매년 한 자리수를 유지하고 있으며, 가장 하위 등급(5등급)도 20개 내로 유지되고 있다. 즉, 전반적으로 공공기관의 청렴도가 개선되고 있는 상황에서 종합청렴도 등급의 분포는 큰 변화 없이 유지되는 것으로 보아 기초자치단체 간 상대평가를 통해 등급간 빈도수를 일정 수준내로 유지한다고 판단할 수 있겠다.

<표 1>

기초자치단체 대상 종합청렴도 등급의 분포

앞에서도 밝혔듯이 본 연구는 청렴도 평가 등급으로 대리되는 지방정부의 생산효율성이 기업의 생산성과 수익성에 미치는 인과적 영향을 분석하는 것을 목적으로 한다. 이를 위하여 인과관계를 파악하고 변수의 내생성을 통제할 분석전략이 필요한데, 본 연구는 고정효과모형과 이중차분법(DID)을 이용한 준실험적 분석을 설계하고자 한다.

우선 시점선택을 위해 주목할 만한 점은 지난 2018년부터 종합청렴도 결과의 공개방식에 변화가 있었다는 것이다. 그 이전에는 시군구 유형별 지자체 점수, 순위, 등급이 모두 발표되었는데, 2018년부터는 1~5등급으로만 공개되는 것으로 정책변화가 있었다. 국민권익위원회의 “2018년 공공기관 청렴도 측정 결과” 보고서는 기관의 청렴노력 유인과 타평가제도의 발표방식 등을 종합적으로 고려하여 이전의 점수·등급 발표 방식을 등급만 발표하는 방식으로 변경하였다고 밝히면서, 그 이유가 “그 동안 기관 점수가 발표되어 순위 위주의 보도 양산, 기관간 지나친 경쟁 유발로 인한 우수사례 공유 저해 등 부작용 지적”에 따른 것이라고 설명하고 있다. 그 만큼 지자체 간 순위경쟁이 실제로 빈번히 일어나고 있었다는 의미이다.

여기서 중요한 것은 이로 인해 2018년 평가 대상 기간인 2017년 하반기부터 청렴도 평가를 대비하는 지방정부의 유인구조(incentive scheme)에 변화가 생겼다는 점이다. 중간 등급인 3등급을 중심으로 정규분포와 유사한 평가분포를 이루는 상황에서 정부의 효율성과 관련된 지자체의 유인구조는 두 가지 측면에서 변화를 맞게 된다. 하나는 현재 속해 있는 등급 내에서의 위치는 이제 중요하지 않으므로(가시적인 성과로 나타나지 않으므로) 이전보다 자구노력을 더 할 유인이 사라진다. 다른 하나는 반대로 지자체의 자구노력이 성과로 나타나기 위해서는 등급내 순위 상승이라는 이전의 방식으로는 불가능하고 상위 등급으로의 승급이 필요한 상황이라는 것이다. 즉, 평균적으로 이전보다 더 많은 자구노력을 기울여야 등급의 변동을 가져올 수 있고 주민들에게 가시적인 성과로 인식될 수 있는 상황이 된 것이다. 아울러 2018년에 지방선거를 통해 선출직인 시군구청장의 인적 변화도 있었다.

이러한 유인구조변화에 따라 지자체들은 서로 다른 행태변화를 보였을 것이고 이에 착안하여 다음과 같이 처치군과 대조군으로 구분할 수 있다. 행태변화 이전인 2015~2017년에는 기초자치단체별로 종합청렴도 순위뿐만 아니라 지자체별 종합점수(10점 만점)도 공개되었기 때문에 종합청렴도 점수의 3개년 평균을 기준으로 상위집단과 하위집단으로 구분할 수 있다. 이제 2017년까지 하위집단에 속했으나 지자체 간 서로 다른 행태변화가 발생한 이후 2018~2019년에 자구노력을 그 이전보다 더 적극적으로 기울여 평가 등급을 상승시킨 81개 기초자치단체^５)를 식별하여 처치군의 기준으로 삼았다. 이들 기초자치단체가 구체적으로 어떠한 내부 규율의 변화를 통해 종합청렴도를 크게 높였는지 구체적으로 알 수는 없다. 하지만 이들이 다양한 형태의 자체노력을 기울였고 그것이 성공하였다는 점은 명백하다. 그러므로 여기서 처치효과는 일부 지자체에서 일어난 “종합청렴도를 성공적으로 제고시킨 정책노력”이라고 볼 수 있다.^６) 따라서 이렇게 처치군의 기준으로 식별된 시군구에 본사를 두고 있는 기업들을 처치군(treatment group)으로 삼았다. 그 결과, 2015년~2019년 간 1,269,013개 기업들을 분류한 결과 <표 2>와 같이 약 32.5%의 기업들이 처치군에 속하였다.

<표 2>

대조군과 처치군에 속한 기업의 상대적 분포

종합청렴도로 측정될 수 있는 생산효율성이 높은 시군구에 위치하는지의 여부는 무작위로 결정되지 않고 각 관측치들의 선택에 의하기 때문에 교란요인들(confounding factors)을 만들어내는 자기선택(self-selection)의 문제를 내포하고 있다. 이러한 문제들을 해소하기 위해 일반적으로 사용되는 방법으로는 패널자료의 고정효과(FE: fixed effect) 분석과 이중차분법(DID: Difference in differences) 방식이 있다. 이를 따라 본 연구는 우선 고정효과 모형을 통해 분석을 실시하고 그 결과의 강건성을 검토하기 위해서 이중차분법을 적용하여 인과관계를 추정하도록 하겠다.

1) 고정효과 모형

고정효과 모형 추정을 통해 기초자치단체인 시군구의 종합청렴도가 개선되면서 해당 지역내 기업들의 노동생산성과 자산수익성이 제고되는 인과관계가 존재하는지를 확인할 수 있다. 특히, 일반적인 회귀분석과 달리 고정효과 모형은 기업의 입지 선택에 따른 내생성을 통제할 수 있다는 장점이 있다. 예를 들면, 기업환경이 좋은 시군구에 위치한 기업은 이미 더 높은 역량을 가졌을 가능성 등을 통제할 수 있는 것이다. 시군구의 생산효율성 제고 노력이 지역내 기업의 생산성과 수익성에 미치는 영향을 살펴보기 위해 처치군 사업체와 대조군에 속한 사업체들을 대상으로 2015~2019년 기간의 패널자료를 구성하였다.

앞에서 밝혔듯이 처치군의 기준이 된 81개 시군구는 2015~2017년 사이에 종합청렴도 수준에서 평균 이하로 평가 받은 이후 2018년 이후 자구노력을 통해 종합청렴도 등급의 상승이라는 가시적인 성과를 낸 기초자치단체들이다. 이러한 시군구에서는 청렴도 평가등급을 높이기 위한 자구노력을 통해 2018~2019년의 종합청렴도 등급이 실제로 상승하였기 때문에 trtm라는 변수는 2018~2019년의 처치군에 속한 기업들에게 1의 값을 부여하는 더미로 정의된다. 아래의 <표 3>에서 굵은 글자체로 표시된 부분이 바로 이러한 조건을 지닌 기업들의 숫자를 나타낸다.

<표 3>

처치군더미변수(trtm)의 연도별 분포

이제 처치군의 노동생산성이 어떠한 차별성을 갖는지를 고정효과모형을 통해 살펴볼 것이다. 패널자료에 기반한 이원 고정효과모형(two-way fixed effect model)은 다음과 같다.

$\[ {\mathrm{y}}_{\mathrm{i}\mathrm{t}}=\mathrm{a}+{\mathrm{bX}}_{\mathrm{i}\mathrm{t}}+\mathrm{c}{\mathrm{Z}}_{\mathrm{i}\mathrm{t}}+{\mathrm{C}}_{\mathrm{i}}+{\mathrm{e}}_{\mathrm{i}\mathrm{t}} \]$

(1)

여기서 y는 종속변수로서 노동생산성이나 자산수익성을 가리킨다. 우측의 X는 사업장의 특성을 통제하는 통제변수(작업장수, 수도권더미, 시군더미, 상장및외감더미, 벤처기업여부더미, 고정자산액, 개인기업여부더미, 산업분류더미, 연도더미)이다. Z는 처치군 더미(trtm)이고, Ci는 기업의 관찰되지 않은 특성인 고정효과를 나타낸다. 노동생산성의 측정은 종사자 1인당 생산한 부가가치액을 사용해야 하지만, 자료가 가용하지 않았기 때문에 종업원수 대비 매출액을 사용하였다. 자산수익성도 마찬가지로 자료의 한계로 인해 이윤액 대신에 매출액을 사용한 고정자산 대비 매출액으로 계산하였다. 그리고 더미변수를 제외한 변수들에는 자연로그값을 취하여 변화율로 해석할 수 있게 하였다. 여기서 계수값들은 고정효과가 통제될 때 설명변수의 차이로 인한 종속변수에 나타나는 효과를 나타내므로 고정효과모형은 기본적으로 집단 내 시점의 차이로부터 도출되는 함수관계를 정의한다. 즉, 고정효과모형은 시간에 따라 변하지 않는 고정효과가 통제되므로 이 추정치는 집단내 비교를 통하여 측정하는 시간대별 효과(정책변화의 인과효과)를 의미한다.

위의 <표 4>는 고정효과모형에서 통제변수들의 형태를 확장하면서 처치군 기업의 노동생산성과 자산수익성에 일어난 정책변화(청렴도개선) 효과를 추정하고 있다. 모형1~4의 통제변수 중에 고정자산을 두 가지 종류의 함수 형태로 설정한 것이다. 처치군기업(trtm=1)내에서 2018년~2019년의 노동생산성 평균치가 그 이전 시기보다 0.42~0.43% 높아졌고, 기업의 자산수익성도 1.17~1.25% 가량 상승한 것으로 추정되었다. 이러한 변화는 2018~2019년의 종합청렴도 평가로 드러난 지방정부의 생산효율성 개선 노력에 의한 인과효과라고 해석할 수 있다.

<표 4>

종합청렴도 제고의 기업성과 개선 효과 I

통제변수들의 계수값도 모두 예상한 부호를 나타내고 있다. 특히, “수도권”이라는 더미변수의 추정 계수값에 따르면, 새롭게 수도권으로 진입한 기업들(수도권=1)은 그 전보다 7.2% 가량 노동생산성이 증가하고 자산수익성도 3.8% 정도 상승한 것으로 나타났다. 이는 수도권내 기업들이 집적경제의 혜택을 입으면서 상대적으로 높은 경쟁력을 지녔음을 재확인한 것이다. 그리고 앞에서도 밝혔듯이 고정효과모형에서는 시간불변 설명변수들의 증가분이 0이므로 소거되고 추정값이 계산되지 않으므로 개인기업여부와 산업분류더미 등의 통제변수에 대한 추정값은 존재하지 않는다.

2) 이중차분(DID) 모형

고정효과 모형은 앞에서 언급했듯이 일반 회귀분석에서보다 기업의 입지 선택에 따른 내생성이 (예를 들면, 생산효율성이 높은 시군구에 위치한 기업은 이미 더 높은 역량을 가졌을 가능성을 통제하기 때문에) 줄어들지만, 관측되지 않는 변수들이 시간에 따라 변화하면 계수값에 편이(bias)가 존재한다는 문제점이 있다.

이에 따라 추정치의 강건성을 확인하기 위해서 또 다른 추정방법인 이중차분법을 적용해보자. 종합청렴도라는 평가로 측정된 지방자치단체의 생산효율성 증대가 지역내 기업들의 노동생산성과 자산수익성에 미치는 효과를 아래와 같은 일반적인 DID 모형설정으로 추정할 수 있다.

$\[ {\mathrm{y}}_{\mathrm{i}}=\mathrm{a}+{\mathrm{b}}_1{\mathrm{Z}}_{\mathrm{i}}+{\mathrm{b}}_2{\mathrm{T}}_{\mathrm{i}}+{\mathrm{b}}_3{\mathrm{T}}_{\mathrm{i}}{\mathrm{Z}}_{\mathrm{i}}+{\mathrm{b}}_4{\mathrm{X}}_{\mathrm{i}}+{\mathrm{b}}_5{\mathrm{C}}_{\mathrm{t}}+{\mathrm{e}}_{\mathrm{i}} \]$

(2)

여기서 앞선 분석에서와 같이 y는 종속변수로서 기업의 노동생산성과 자산수익성의 자연로그값이고, Z는 종합청렴도를 높이기 위한 자구노력에서 높은 평가를 받은 기초자치단체에 위치하느냐의 여부를 나타내는 더미 변수이며, T는 정책변화 이후의 기간(2018~2019년)을 가리키는 더미 변수이고, TZ는 이 두 더미변수의 교차항이다. Ct는 연도별 특성(연도 더미)을 나타낸다. 한편 X는 기업의 특성을 통제하는 통제변수로서 앞에서 분석한 패널모형에 포함된 통제변수들에 개인기업여부더미와 산업분류더미를 추가한 것이다. 앞선 고정효과모형 추정에 사용된 통제변수들을 그대로 사용함으로써 이중차분법 분석 결과와 비교할 수 있게 하였다.

아래의 <표 5>은 종합청렴도 제고라는 성과를 가져온 기초자치단체의 자구노력이 기업의 노동생산성과 자산수익성에 미치는 영향을 이중차분법을 통해 추정한 결과이다. 여기서도 기초자치단체인 시군구의 청렴도 제고라는 정책변화에 따라 기업의 생산성과 수익성이 높아짐을 확인할 수 있다. Z(treated)는 처치군만이 갖는 고유한 특성을 나타내고, T(time)는 처치효과인 청렴도 제고성과를 낸 2018~2019년에 1의 값을 갖는 더미변수이다. 이중차분법에서 처치군의 고정효과를 통제하고 대조군의 시간효과를 통제한 이후에 Z와 T의 교차항(ZxT)이 갖는 의미가 바로 지방정부의 생산효율성 제고라는 정책변화가 지니는 인과적 효과를 나타낸다.

<표 5>

종합청렴도 제고의 기업성과 개선 효과 II

즉, <표 5>에서 세 번째 설명변수에 해당하는 ZxT(DID)의 계수값이 정책변화의 인과적 효과를 나타내고 있는데, 앞에서 다룬 패널분석과 동일한 부호를 가지며, 추정치의 크기는 약 두 배 정도인 0.84%로 나타났다. 그리고 자산수익성에 미치는 영향의 경우, 이중차분법으로 분석한 결과가 1.26~1.30%로 앞선 패널분석의 추정치와 거의 동일했다.

여기서도 종속변수가 자연로그값이므로 기초자치단체가 종합청렴도를 제고시키면서 정부효율성을 높임으로써 기업의 생산성과 수익성을 0.84%과 1.30% 가량 증가시켰다는 인과관계로 해석할 수 있다. 이와 같이 앞서 살펴본 고정효과분석의 내용과 동일하게 기초자치단체인 시군구의 생산효율성 제고 노력 및 성과가 지방공공재의 생산성을 높여 지역내 기업의 노동 단위당 생산량인 노동생산성과 기업의 자산수익성을 높일 수 있다는 점을 이중차분법을 통해서도 확인할 수 있었기에 본 실증분석 결과에 강건성이 있다고 판단된다.

Ⅳ. 결 론

지금까지 본 연구는 우리나라의 기초자치단체인 시군구의 청렴도라는 평가지표 상의 개선이 실제로 역내 기업의 노동생산성과 자산수익성을 높여주는 데에 기여하고 있는가를 실증적으로 분석하였다.

사실 우리나라의 기초자치단체는 생산활동에 필수적인 사회간접자본의 생산과 유지보수를 통해서 지역내 기업의 생산성에 간접적으로 기여하고 있을 뿐만 아니라 공장설립규제, 유통물류규제, 환경규제, 공공수주납품, 지방세정, 지역산업육성 등을 통해서도 기업활동에 직접적인 영향을 미치고 있다. 이러한 시군구의 행정 및 재정적 역할은 지방 공무원과 정치인의 부정부패로 인해 비효율적으로 수행될 수도 있고 반대로 청렴도 제고 노력을 통해 효율적으로 수행될 수도 있다.

여기서 지자체의 효율적인 역할 수행은 지방정부에게 주어진 행재정적 제약하에서 자원의 낭비 없이 더 많은 양질의 지방공공재를 공급한다는 것을 의미한다. 이렇게 효율적으로 공급된 지방공공재를 생산요소로 사용하는 기업의 생산성은 지방공공재의 양과 질에 따라 함께 높아질 수 있고, 이는 기업 수익성 제고로 이어지는 것이다. 본 연구는 지방정부의 생산효율성 제고 노력이 기업의 생산활동에 미치는 긍정적인 영향을 구체적인 추정치를 통해 확인하였다는 점에서 의의가 있다고 하겠다.

물론 우리나라의 기초자치단체가 기업의 생산활동에 긍정적인 영향을 미칠 수 있는 역량과 재량에 한계가 존재한다. 그럼에도 불구하고 주어진 제약하에서 기초지방자치단체의 추가적인 청렴도 제고 노력이 거둘 수 있는 성과도 분명 존재함을 확인했다는 점에서도 의의를 지닌다.

한편 본 연구의 한계점을 언급하지 않을 수 없다. 우선 본 연구에서 사용된 자산수익성이라는 개념은 실제로 수익성이라고 보기에 이론의 여지가 있다. 가용한 자료의 한계 때문에 불가피한 측면이 있다고 하더라도 실제 기업 이윤 대신에 매출액을 고정자산으로 나눈 값을 사용한 이상 수익성이라고 해석할 때 주의가 필요하다. 그리고 본 분석에서 핵심적인 역할을 한 국민권익위원회의 종합청렴도 평가가 지니는 내재적인 문제는 고스란히 본 분석 결과에 영향을 미쳤을 것이다. 또한 시군구의 청렴도 제고 노력이 개별기업의 노동생산성과 자산수익성을 개선시키는 효과를 지닌다는 점을 확인하였다고 하더라도 이것이 전체적으로 어느 정도 지역경제성장에 도움이 되었는지에 대한 논의도 필요하지만 이를 자세히 다루지 못하였다.

끝으로 최근 지역소멸에 대한 우려와 염려가 증폭되고 있고 그에 따라 다양한 지원 정책들이 발표되고 있다. 하지만 정작 중요한 것은 외부의 지원이 아니라 지역내 성장 잠재력이다. 보조금과 원조에 의지하여 장기적인 경제성장과 발전에 성공한 나라나 지역은 전 세계적으로 존재하지 않는다는 사실을 상기할 필요가 있다. 지역내 성장 잠재력의 한 축이 지방정부로 대표되는 공공부문이고 이를 통해 공급되는 지방공공재이다. 따라서 지역내 성장 잠재력의 확충을 통한 지역발전과 세원확충을 위해서는 지방정부가 할 수 있는 그리고 해야 하는 추가적인 자구노력에 대한 논의가 필요하다. 이러한 논의를 위해서, 중앙정부 정책이 경제성장에 미치는 긍정적 효과에 대한 기존의 연구들을 토대로 삼아, 이제 지방정부로 관심을 돌려 광역자치단체와 기초자치단체의 정책적 노력이 지역경제성장(혹은 지역소득증대)과 지방세 세원 확충에 미치는 영향에 대한 후속 연구들이 지속적으로 발표되길 바래본다.

References

• 구균철(2017). “이전재원 배분방식과 생산적 지방공공재”, 『재정정책논집』, 19(3) : 3-31.
• 김현민·김유미(2009). “도시의 창조적 산업과 인력이 고용경쟁력에 미치는 영향에 대한 연구”, 『한국정책학회보』, 18(4) : 321-345.
• 윤성일·권오영(2017). “청렴도가 공공기관 조직성과에 미치는 영향 분석”, 『지방정부연구』, 21(2) : 261-281.
• 이종화·임응순(2017). “지역에서 연구개발투자와 고용 간의 관계 분석”, 『한국지방재정논집』, 22(2) : 167-190.
• 정주원·이준석·이학연(2021). “지역경제 성장요인과 정책적 함의”, 『한국행정연구』, 30(2) : 209~241.
• 조수연(2017). 『지방정부 부패와 행정효율성의 관계에 관한 연구』, 서울대학교 행정대학원 행정학과 박사학위논문.
• 최병호·정종필(2001). “재정분권화와 지역경제성장간의 관계에 관한 연구”, 『한국지방재정논집』, 6(2) : 177-201.
• 최성진·최윤형·임형록(2017). “개발도상국 기업의 부패 경험과 소유구조가 기업 성과에 미치는 영향”, 『전략경영연구』, 20(3) : 1-13.
• 최종민(2018). “도시 정부 경쟁력이 지역경제성장에 미치는 영향: 지표의 개발과 실증분석”, 『행정논총』, 56(4) : 255-282.
• Albornoz, F. & A. Cabrales(2013). “Decentralization, political competition and corruption”, Journal of Development Economics, 105 : 103-111. [https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2013.07.007]
• Bel, G. & X. Fageda(2009). “Factors Explaining Local Privatization: a Meta-regression Analysis”, Public Choice, 139 : 105-119. [https://doi.org/10.1007/s11127-008-9381-z]
• Buffie, E, A. Berg, C. Pattillo, R. Portillo & L. Zanna(2012). “Public Investment, Growth, and Debt Sustainability: Putting Together the Pieces”, IMP Working Paper 144. [https://doi.org/10.2139/ssrn.2127037]
• Charron, N., L. Dijkstra & V. Lapuente(2014). “Regional governance matters: Quality of government within European Union member states”, Regional Studies, 48(1) : 68-90. [https://doi.org/10.1080/00343404.2013.770141]
• Cole, M., R. Elliott & J. Zhang(2009). “Corruption, governance and FDI location in China: A province-level analysis”, The Journal of Development Studies, 45(9) : 1494-1512. [https://doi.org/10.1080/00220380902890276]
• Crescenzi, R., M. Cataldo & A. Rodriguez-Pose(2016). “Government quality and the economic returns of transport infrastructure investment in European regions”, Journal of Regional Science, 56(4) : 555-582. [https://doi.org/10.1111/jors.12264]
• Cyrenne, P. & M. Pandey(2015). “Fiscal Equalization, Government Expenditures and Endogenous Growth”, International Tax Public Finance, 22(2) : 311-329. [https://doi.org/10.1007/s10797-014-9310-7]
• Elekdag, S. & D. Muir(2014). “Das Public Kapital: How Much Would Higher German Public Investment Help Germany and the Euro Area?”, IMF working paper 14. [https://doi.org/10.2139/ssrn.2561272]
• Estache, A. & S. Sinha(1995). “Does Decentralization Increase Spending on Public Infrastructure?”, Policy Research Working Paper 1457.
• Fan, S., C. Lin, D. Treisman(2009). “Political decentralization and corruption: evidence around the world”, Journal of Public Economics, 93(1-2) : 14-34. [https://doi.org/10.1016/j.jpubeco.2008.09.001]
• Fisman, R. & R. Gatti(2002). “Decentralization and corruption: evidence from US federal transfer programs”, Public Choice, 113 : 25-35. [https://doi.org/10.1023/A:1020311511787]
• Fisman, R. & J. Svensson(2007). “Are corruption and taxation really harmful to growth? Firm level evidence”, Journal of Development Economics, 83 : 63-75. [https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2005.09.009]
• Gründler, K. & N. Potrafke(2019). “Corruption and economic growth: New empirical evidence”, European Journal of Political Economy, 60 : 1-14. [https://doi.org/10.1016/j.ejpoleco.2019.08.001]
• Huang(2016). “Is corruption bad for economic growth? Evidence from Asia-Pacific countries”, North America Journal of Econoimc Finance, 35 : 247-256. [https://doi.org/10.1016/j.najef.2015.10.013]
• Iddawela, Y., N. Lee & A. Rodriguez-Pose(2021). “Quality of sub-national government and regional development in Africa”, The Journal of Development Studies, 57 : 1282-1302. [https://doi.org/10.1080/00220388.2021.1873286]
• Kappeler, A., A. Sole-Olle, A. Stephan, & T. Valila(2013). “Does Fiscal Decentralization Foster Regional Investment in Productive Infrastructure?”, European Journal of Political Economy, 31 : 15-25. [https://doi.org/10.1016/j.ejpoleco.2013.03.003]
• Lessmann, C. (2012). “Regional inequality and decentralization: An empirical analysis”, Environment and Planning A, 44(6) : 1363-1388. [https://doi.org/10.1068/a44267]
• LiPuma, J., S. Newbert & J. Doh(2013). “The effect of institutional quality on firm export performance in emerging economies: a contingency model of firm age and size”, Small Business Economics, 40 : 817-841. [https://doi.org/10.1007/s11187-011-9395-7]
• Rodriguez-Pose, A. & E. Garcilazo(2015). “Quality of government and the returns of investment: Examining the impact of cohesion expenditure in European regions”, Regional Studies, 49(8) : 1274-1290. [https://doi.org/10.1080/00343404.2015.1007933]
• Rodriguez-Pose, A. & M. Zhang(2019). “Government institutions and the dynamics of urban growth in China”, Journal of Regional Science, 59(4) : 633-668. [https://doi.org/10.1111/jors.12435]
• Rothstein, B., N. Charron & V. Lapuente(2013). Quality of government and corruption from a European perspective: A comparative study on the quality of government in EU regions, Edward Elgar.
• Spyromitros, E. & M. Panagiotidis(2022). “The impact of corruption on economic growth in developing countries and a comparative analysis of corruption measurement indicators”, Cogent Economics & Finance, 210 : 1-30. [https://doi.org/10.1080/23322039.2022.2129368]
• Warner, A.(2014). “Public Investment as an Engine of Growth”, IMF Working Paper, 14. [https://doi.org/10.2139/ssrn.2491599]
• Ugur, M.(2014). “Corruption’s direct effects on per-capita income growth: a meta-analysis”, Journal of Economic Survey, 28 : 472-490. [https://doi.org/10.1111/joes.12035]