재정승수 국제비교와 시사점

정책연구 2010󰠏05

재정승수 국제비교와 시사점

김 필 헌

재정승수 국제비교와 시사점

1판1쇄 인쇄/ 2010년 6월 30일 1판1쇄 발행 / 2010년 7월 5일

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ISBN 978󰠏89󰠏8031󰠏578-9 값 6,000원

목 차 3

목 차

요 약 ․ 5

제

1

1. 연구목적 및 배경 ․ 13 2. 관련문헌 ․ 16

제

2

제

3

3. 강건성(Robustness) ․ 39

제

4

2. 분석자료 ․ 49 3. 분석결과 ․ 52

제

5

부 록 ․ 67

표 목 차

그 림 목 차

<표 1> 국가별 정부지출 및 수입비중 ․ 31

<표 2> 국가별 재정승수 비교 ․ 36

<표 3> 지출승수 추정치 ․ 42

<표 4> 수입승수 추정치 ․ 43

<표 5> 분석자료 ․ 50

<표 6> 자료의 기초통계량 ․ 52

<표 7> 지출승수의 결정요인 분석 ․ 55

<표 8> 수입승수의 결정요인 분석 ․ 55

<표 9> 최근 국제금융위기 대응을 위한 국가별 경기부양책 ․ 61

<부표 1> 국가별 정부수입의 GDP 탄력성 ․ 67

<부표 2> PCA에 쓰인 국가별 자료 ․ 67

<부표 3> 국가별 구조적 재정충격 표준오차(_ , 선형추세) ․ 68

<그림 1> 세계경기와 국내경기의 상관관계 ․ 26

<그림 2> 국가별 누적충격반응함수(cumulative fiscal multiplier) ․ 37

<그림 3> 국가별 누적충격반응함수(cumulative fiscal multiplier) ․ 38

요 약 5

요 약

□ 최근 정부의 재정지출이 급격히 확대되면서 재정정책의 효과에 대한 논쟁이 다 시금 제기됨.

󰠏｝2000년 이후 우리나라의 정부지출 비중은 세계 주요국과 비교할 때 가장 빠른 속도로 확대되고 있음.

∙ 본 보고서의 분석대상인 22개국의 연평균 성장세는 1% 미만을 기록한 데 비 해 우리나라의 경우, 정부지출 비중이 5.4%(분기평균, 전년동기 대비)의 증가세 를 보임.

∙ 이는 분석대상 국가 중 두 번째로 높은 정부지출 증가세를 보인 아일랜드 (4.5%)에 비해서도 0.9%p 높은 증가세임.

∙ 22개국 중 흥미롭게도 북유럽 복지모델로 유명한 노르웨이(-0.3%), 스웨덴 (-0.23%)에서 정부지출이 감소세를 보였고, 오스트리아의 정부지출 비중도 -0.2%의 감소세를 보임.

󰠏｝또한 대부분 국가들의 정부수입 비중이 2000년 이후 감소세를 보이고 있는데 반해 우리나라는 지속적으로 확대되고 있음.

∙ 2000년대 이후 우리나라의 정부수입은 1.8%(분기평균, 전년동기대비)의 꾸준한 증가세를 보임.

∙ 분석대상국 중 헝가리(0.76%), 이태리(0.23%), 일본(1.03%), 네덜란드(0.14%), 폴 란드(0.15%), 영국(0.43%) 등 6개국의 정부수입 비중이 확대되고 있는 추세이 나 우리나라와 비교해 매우 낮은 수준임.

∙ 그 외 나머지 15개 국가 정부수입의 GDP 비중은 꾸준히 감소하는 추세를 보이고 있음.

□ 본 보고서는 이러한 배경을 바탕으로 우리나라 및 OECD 주요국의 재정승수 추 정 및 비교를 통해 재정정책에 대한 시사점을 얻고자 함.

󰠏｝재정정책의 효과 분석을 위해 가장 널리 쓰이는 지표로 재정승수를 들 수 있으 나, 재정승수의 크기에 대해서 이론적‧실증적으로 서로 상반된 의견이 존재하 고 있음.

∙ 케인지안 학파의 경우 재정승수의 부호가 양(+)이며, 그 크기도 1보다 클 것 으로 주장하는 반면, 신고전주의 학파는 재정정책의 효과가 미미하거나 오 히려 경기부양에 음(-)의 영향을 줄 것으로 주장함.

∙ 실증적으로도 분석에 동원된 방법, 시기, 대상국들에 따라 매우 다양하고 상 반된 결과들이 제시되고 있음.

󰠏｝본 보고서에서는 2000년 이후 OECD 주요국의 재정변수를 대상으로 구조적 VAR 모형을 이용하여 재정승수를 추정함.

∙ 기존 연구의 보완 차원에서 대상국들에 대해 일관된 분석방법을 적용하고, 분석기간을 통일하여 국가 간 비교가 좀 더 용이하도록 함.

∙ 또한, 해외충격이 재정승수에 미치는 영향을 보다 체계적으로 반영하기 위 해 국제경기 변동요인을 구조적 VAR 모형에 포함하는 ‘factor-augmented' VAR 추정방식을 사용함.

□ 우리나라의 경우 감세 등을 통한 정부수입 감소가 재정지출 확대보다 경기부양

요 약 7

효과가 큰 것으로 나타남.

󰠏｝전체적으로 재정정책의 경기부양 효과는 작으며 단기간에 그치는 것으로 분석 됨.

∙ 전반적으로 경기부양 측면에서 재정지출 확대가 정부수입 감소보다 다소 효 과적인 것으로 나타났으나, 정부지출과 수입 모두 승수의 크기가 1보다 작 아 재정정책의 경기부양 효과가 작음.

󰠏｝우리나라의 지출승수는 0.879~0.852로 나타나 재정지출을 통한 경기부양은 비 효율적이며, 다른 주요국과 비교할 때 평균수준인 것으로 나타남.

∙ 분석대상국 전체 재정지출승수의 중앙값(median) 추정치는 0.862~0.794인 것으로 나타남.

∙ 정부지출을 통한 경기부양 효과는 나라마다 상이하며, 우리나라는 다른 분 석대상 국가에 비교할 때 평균 수준을 기록

󰠏｝반면 우리나라의 재정수입승수는 1.085~0.938인 것으로 나타나 다른 주요국에 비해 감세의 경기부양 효과가 큰 것으로 나타남.

∙ 분석대상국 전체 재정수입승수의 중앙값(median) 추정치는 0.756~0.622인 것으로 나타남.

∙ 정부지출과 마찬가지로 감세 등을 통한 정부수입 축소의 경기부양 효과는 나라마다 대단히 상이한 것으로 분석됨.

□ 대외의존도, 중앙정부부채, 한계소비성향, output gap, 금융발전 수준 등이 재정 정책 효과의 주요 결정요인으로 작용함.

󰠏｝재정지출 확대의 경기부양 효과는 경기침체가 심할수록, 대외의존도가 낮을수 록, 한계소비성향이 낮을수록, 금융발전 수준이 높을수록 큰 것으로 나타남.

󰠏｝감세 등의 정부수입 감소의 경기부양 효과는 대외의존도, 한계소비성향, 정부부 채 규모가 낮을수록, 금융발전 수준이 높을수록 큰 것으로 나타남.

□ 시사점

󰠏｝경기부양을 위해 감세 등을 통한 정부수입 감소에 무게를 둘 필요가 있음.

∙ 경기부양 측면에서 재정지출 확대보다 감세 등을 통한 수입감소가 더욱 효 과적임.

∙ 재정지출 확대의 정책효과는 경기상황에 따라 작아질 수 있으나 감세는 이 에 상관없이 국내총생산 증가에 유효하게 작용함.

∙ 따라서 재정지출은 특수 상황에 국한하여 도입되어야 하며 감세 등을 통한 경제활력 제고에 중점을 둘 필요가 있음.

∙ 이와 관련하여 경기회복세가 더욱 뚜렷해지고 있는 시점에서 재정지출 확대 기조를 유지하기보다는 감세 등을 통한 경기부양 및 경제활력 제고에 나설 필요가 있음.

󰠏｝다른 나라와의 정책적 공조도 중요하지만, 재정정책의 효과를 극대화하기 위해 서는 우선 각국이 처한 특수 상황을 감안한 정책 선택이 필요함.

∙ 재정승수로 평가한 각국의 재정정책 효과는 매우 다르게 나타남.

∙ 이러한 차이는 대외의존도, 중앙정부 부채규모, output gap, 한계소비성향, 금융발전 등으로 대변되는 각국의 고유한 상황에 기인함.

∙ 재정정책 효과의 극대화를 위해 다른 주요국과의 정책적 공조도 필요하지 만, 정책결정 과정에서 우리나라가 처한 특수한 상황을 우선 고려할 필요가 있음.

󰠏｝향후 재정정책을 통한 경기부양보다는 경제체질의 개선을 통한 장기성장잠재력 을 향상시키는 데 정책적 역량을 집중할 필요가 있음.

요 약 9

∙ 대외의존도의 심화와 가계부채 급증에 따른 한계소비성향의 위축은 향후 재 정정책의 효과를 더욱 약화시킬 것

∙ 따라서 한정된 자원을 재정정책을 통해 단기적 경기부양에 쓰기보다는 근본 적인 경제체질 개선을 통한 장기성장잠재력 개선에 집중시킬 필요가 있음.

재정승수 국제비교와 시사점

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제1장 서언 제2장 분석방법 제3장 분석결과

제4장 재정정책 효과의 결정요인 분석 제5장 연구결과 요약 및 시사점

제１장 서 언 13

제１장

서 언

1. 연구목적 및 배경

□ 미국발 국제금융위기 극복과정에서 각국 정부의 재정지출이 크게 확대되면서 시 장에서의 정부 역할에 대한 논의가 국제적 관심사로 부각됨.

󰠏｝최근 국제금융위기로 시장실패의 가능성에 대해 관심이 집중되면서 시장안정을 위한 정부의 역할이 다시 강조되고 있음.

∙ 국제금융위기 발발의 원인이 1980년대 이후 지속되어 온 금융관련 규제완 화와 정부의 정책적 무관심에 기인한다고 보는 시각이 지배적임.

∙ 따라서 시장안정을 위한 정부의 개입이 정당화되고 있는 추세임.

󰠏｝정부 역할의 확대 요구는 금융위기 타개를 위한 대규모 재정지출 확대로 나타 남.

∙ 2008년 이후 경제 전반에 걸쳐 디레버리징(Deleveraging)에 따른 신용경색으 로 경기침체가 장기화될 조짐을 보이자 각국 정부는 대규모 재정지출 확대 를 통한 경기부양에 나섬.

∙ 위기의 진원지인 미국의 경우 2008년 GDP 대비 5.9%에 달하는 경기부양책

을 도입했고, 해외경기 변동에 민감한 우리나라도 2008년 GDP 대비 2.7%

규모의 경기부양책을 도입한 바 있음.

󰠏｝2009년 중반 이후 세계경제의 회복 기미가 보이면서 지나친 재정지출 확대로 인한 부작용에 대한 우려의 목소리가 커지고 있음.

∙ 전 세계적으로 대규모 재정지출 확대가 이루어지면서 재정건전성에 대한 우 려의 목소리가 커지고 있는 상황임.

∙ 또한 경기부양을 목적으로 한 정부의 적극적 시장개입이 2000년대 초반 저 금리 정책으로 야기된 거품을 청산하지 못하고 또 다른 거품의 원인이 될 가능성이 제기되고 있음.

∙ 이와 함께 최근 좀 더 심도 있는 연구들이 이루어지면서 국제금융위기의 원 인이 시장실패가 아닌 정부정책의 실패에 있다는 주장이 제기되고 있음.¹⁾

∙ 결과적으로 국제금융위기는 시장에서의 정부 역할에 대한 논의를 가열시키 는 계기가 됨.

□ 우리나라에서도 정부의 적극적 시장개입 기조가 뚜렷해지면서 정부 역할에 대한 재검토가 필요한 시점임.

󰠏｝1980년대 이후 정부의 역할에 대한 논의가 본격화되면서 ‘작은 정부' 지향의 정 책기조가 나타남.

∙ 정치․사회 측면에서의 민주화 추세와 함께 국가주도형 성장전략의 한계가 드러나기 시작하면서 정부의 역할 설정에 대한 논의가 시작됨.

∙ 이에 따라 노태우 정부는 ‘민간의 활력을 제고하고, 정부와 민간의 영역을 재설정하고 규제완화 및 민영화 등 자유 시장경제 질서 확립을 위한 민간의 자율성과 창의성 신장’을 주요 내용으로 하는 행정개혁 기본방향을 제시함.

1) 전용덕․김학수(2009)

제１장 서 언 15

󰠏｝1990년대 이후에도 꾸준히 이어지던 ‘작은 정부’ 정책기조가 2002년 참여정부 출범과 함께 새로운 국면을 맞이함.

∙ 문민정부와 국민의 정부는 민간주도형 경제활성화의 중요성을 인식하고, 다 각적인 규제완화 및 공기업 민영화 등을 통하여 ‘작은 정부’를 지향하는 정 책기조를 이어나감.

∙ 그러나 참여정부가 들어서면서 정부의 크기보다는 효율성 내지 생산성으로 정부의 역할에 대한 논의로 초점이 옮겨짐.

∙ 참여정부의 이러한 정책기조 변화는 시장참가자이자 시장실패 교정자로서 의 정부 역할을 강조하는 당시 정책입안자들의 시각을 반영한 것임.

∙ ‘작은 정부’의 포기로 해석될 수 있는 참여정부의 이러한 정책방향 전환과 함께 정부의 역할에 대한 논의가 주요 정책 이슈로 부각됨.

∙ 특히 최근 ‘작은 정부’를 표방하던 현 정부가 국제금융위기의 도래와 함께 재정지출 확대 및 감세기조 퇴조 행보를 보이면서 시장에서의 정부 역할에 대한 체계적이고 종합적인 재검토가 요구되고 있음.

□ 이러한 배경을 바탕으로 본 보고서는 시장에서의 정부 역할에 대한 논의를 재정 정책의 효율성 측면에서 접근하고자 함.

󰠏｝정부의 역할에 대한 규범적인 판단은 역할에 상응하는 정부활동의 생산성으로 판단될 수 있음.

∙ 민간기업과 마찬가지로 정부 또한 생산성이 높은 분야의 활동은 더욱 확대 되어야 하며, 그렇지 못한 분야에서는 축소되어야 할 것임.

󰠏｝본 보고서에서는 정부활동의 생산성을 재정승수의 추정 및 국제비교를 통해 살 펴보고자 함.

∙ 정부활동의 생산성 문제는 정부규모와 밀접한 관계를 가짐.

∙ 일반적으로 가장 널리 통용되는 정부규모의 판단기준은 정부정책의 목적에

따라 재정규모, 인력규모, 규제수준 등으로 대별됨.

∙ 세 가지 지표 모두 기술적‧통계적 한계를 안고 있으나 통계획득의 편의성, 국제비교의 수월성 측면에서 재정규모가 가장 흔히 정부규모의 대리변수로 많이 쓰이고 있음.

∙ 편의상 재정규모를 정부규모의 판단기준으로 선택할 경우, 정부의 생산성을 재정정책의 효율성으로 규정할 수 있음.

∙ 재정정책의 주요 목적 가운데 하나가 경기안정임을 감안할 때, 재정정책의 효율성은 재정승수 추정을 통해 나타낼 수 있음.

2. 관련문헌

□ 이론적으로 재정승수의 크기에 대해 일치를 보지 못하고 있음.

󰠏｝경기부양에 있어 재정정책의 중요성을 강조하는 케인지안 학파의 경우, 재정승 수의 부호가 양(+)이며, 그 크기도 1보다 클 것으로 주장함.

󰠏｝반면 신고전주의 학파는 재정정책의 효과가 미미하거나 오히려 경기부양에 부 정적 영향을 줄 것으로 주장하고 있음.

∙ 신고전주의 학파와 같이 정부의 시장개입을 반대하는 측에서는 소비자가 정 부의 예산제약을 효과적으로 체내화할(internalize) 경우 리카디안 동등성에 의해 재정정책의 효과가 미미할 것으로 주장함.

∙ 또한 정부지출의 확대가 구축효과를 통하여 민간부문의 활동을 위축시킬 경 우 재정정책이 경기부양에 부정적 영향을 미칠 것이라고 주장함.

∙ 이러한 두 이론 간의 차이는 기본적으로 각 이론에 수반되는 가정이나 정부에 대한 기본적 견해 차이에 기인하는 것이어서, 실제로 재정정책이 경제에 어떠 한 영향을 미치는지에 대한 해답은 실증분석을 통해 이루어질 수밖에 없음.

제１장 서 언 17

□ 재정승수 추정을 위한 실증적 접근방법의 장단점

󰠏｝일반균형모형을 이용한 재정승수 추정

∙ 일반균형모형은 경제변수 간 관계를 이론적 가정을 이용하여 정의한 후 이 를 바탕으로 구축된 모형을 근거로 재정정책의 효과를 추정하는 방법임.

∙ 이 접근법은 모형이 경제이론에 근거하고 있기 때문에 추정된 결과의 이론 적 해석이 가능하다는 장점이 있는 반면, 변수 간 관계의 설정에 있어 지나 치게 제한적인 가정을 필요로 하기 때문에 선택된 가정에 따라 결과가 편향 되게 나올 수 있다는 단점을 지니고 있음.

∙ 또한 모든 국가에 동일하게 적용될 수 있는 모형의 구축이 상당히 어려워 국제비교 연구에는 적절치 못함.

󰠏｝축약형 회귀분석 방법을 이용한 재정승수 추정

∙ 축약형 회귀분석 방법은 이론을 배제하고 관심대상이 되는 변수들로 구성된 축약형 회귀분석(reduced form regression)을 통해 재정승수를 추정하는 방법 임.

∙ 이 부문에서 대표적으로 사용되는 추정방식으로 벡터 자기회귀(VAR, vector autoregression) 모형이 있음.

∙ VAR은 변수 간 관계에 대한 무리한 가정이 필요하지 않으며, 축약형 회귀 분석 시 변수 간 상호작용으로 인해 발생할 수 있는 동시성(simultaneity)으로 인한 편향성 문제에 대해 다른 접근법에 비해 자유롭다는 장점이 있어 최근 이 분야의 연구에서 많이 사용되고 있음.

□ 본 보고서에서는 구조적 VAR 모형을 사용하여 재정승수를 추정함.

󰠏｝VAR 모형을 이용하여 재정승수를 추정한 국내외 주요 연구

∙ 김성순(2003)은 외생적 정부지출 충격의 GDP에 대한 영향을 외환위기 전후

로 나누어 분석함.

∙ 김우철(2006)은 1970~2000년 기간 국민계정의 국민소득과 조사통계월보 자 료를 이용하여 재정정책이 국민소득에 미치는 영향을 분석함.

∙ 허석균(2004)은 Blanchard and Perotti(2002)와 De Castro(2004)의 방법론에 기초한 4변수 구조적 VAR을 이용하여 1979~2000년 기간 한국은행의 조사 통계월보를 바탕으로 재정승수를 추정함.

∙ 김영덕ㆍ조경엽(2007)은 Blanchard and Perotti(2002)와 Perotti(2004)의 접근 방법을 이용한 5변수 구조적 VAR 추정기법을 1994~2006년 기간 통합재정 수지 통계에 적용하여 재정승수를 추정함.

∙ VAR 모형을 이용하여 재정승수를 추정한 대표적인 해외 연구로 1960~1997 년 동안 미국을 대상으로 분석한 Blanchard and Perotti(2002)를 들 수 있 음.

∙ Benassy-Quere and Cimadomo(2006)는 주성분 분석을 통해 추출한 해외경 기 변동요인을 Blanchard and Perotti(2002) 모형에 추가하여 미국을 비롯 한 유로지역 국가들의 재정승수를 추정한 바 있음.

∙ Ilzetzki and Vegh(2008)는 27개 개발도상국가와 22개의 고소득 국가의 정 부소비 자료에 패널 VAR을 적용하여 재정승수를 추정함.

󰠏｝VAR 모형을 이용한 기존 연구들은 재정정책의 유효성에 대해 의견이 일치하지 않고 있음.

∙ 일반적으로 확장적 재정정책이 총생산을 단기간 증가시키는 경향이 있음을 발견한 반면,

∙ 재정승수의 크기나 지속성 측면에서는 일치된 견해가 존재하지 않고 있음.

∙ 이는 기존 연구가 분석대상이나 VAR 추정에 동원된 가정, 재정변수로 사용 된 자료 등에서 차이를 보이고 있기 때문임.

∙ 따라서 기존 연구를 근거로 재정정책의 국제비교를 수행하기가 어려움.

제１장 서 언 19

󰠏｝본 보고서는 기존 연구를 보완하는 차원에서 분석기간 및 분석방법을 통일하여 국가 간 비교가 좀 더 용이하도록 함.

∙ 본 보고서에서는 최근 가장 일반적으로 사용되고 있는 Blanchard and Perotti(2002)의 방법론을 토대로 재정승수를 추정함.

∙ 추가적으로 해외충격이 재정승수에 미치는 영향을 보다 체계적으로 반영하 기 위해 국제경기 변동요인을 구조적 VAR 모형에 포함하는 ‘factor- augmented’ VAR 추정방식을 사용함.

제２장

분석방법

□ 재정승수 추정을 위해 구조적 VAR 모형을 사용함.

󰠏｝거시경제가 정부지출, 정부수입, 국내총생산의 세 변수로 대표된다고 가정한 3 변수 구조적 VAR 모형을 사용하여 재정승수를 추정함.

∙ 거시경제를 대표하는 3가지 변수들의 축약형 VAR은 식(1)과 같이 표시됨.²⁾

(1)       

∙ 여기서 내생변수 ≡ ′이며 축약형 오차 ≡ _^ 

 ′이며, T, G, X는 각각 정부수입, 정부지출, 국내총생산을 의미함.³⁾

∙ 축약형 오차항 Ut는 식(2)와 같이 표시됨.

(2) _^ _^ _^ _^ _^ _^

_^ __^ __^ __^ __^ __^

_^ __^ __^ __^ __^ __^

2) 최근 연구에서는 통화정책의 경기부양 효과를 모형에 반영하기 위해 물가 및 이자율을 포함한 5변수 VAR 모형을 사용하기도 한다. 그러나 가용자료의 부족으로 여기서는 이들 변수를 분석 에 포함하지 않았다.

3) 모든 변수는 차분된 1인당 실질 로그값이며, 모든 식은 각 내생변수의 4기 시차를 포함하고 있 다.

제２장 분석방법 21

∙ e^t, e^g, e^y는 동시 및 시차 교차상관관계가 없는 완전히 독립적인 구조적 충격 을 나타냄.

∙ 식(2)는 재정수입(지출)의 변동이 재정지출(수입)과 국내총생산의 변동, 그리 고 각 재정변수 및 국내총생산의 구조적 충격의 합으로 나타남을 의미함.

∙ 또한 국내총생산의 변동은 재정수입과 재정지출의 변동과 구조적 충격, 그 리고 국내총생산의 구조적 충격의 합으로 나타남을 뜻함.

□ 제도적 정보를 이용하여 모형 추정에 필요한 충격을 식별함.

󰠏｝Blanchard and Perotti(2002)의 방법론을 따라 제도적 정보를 이용하여 충격을 식별함.

∙ 기존 문헌에서 사용되는 접근 방법은 촐레스키 분해법을 사용하는 방법과 Blanchard and Perotti(2002)를 필두로 한 제도적 정보를 이용한 방법의 두 가지로 대별됨.

∙ 충격식별을 위한 전통적 방법인 촐레스키 분해법의 경우, 동 기간에 교란항 사이에 존재할 수 있는 상호관계를 반영하지 못하며,⁴⁾

∙ 충격의 순서를 결정하기 위해 그랜저 인과관계 검증을 하는 과정에서 종종 인과관계의 명확한 규정이 어려워 결국 연구자가 경제이론에 근거한 판단에 의해 순서를 정해야 한다는 단점이 있음.

∙ 즉, 촐레스키 분해법은 이론상으로는 재정충격 상호 간, 그리고 변수 간 관 계를 주어진 자료에 의해 정의할 수 있으나 실천적 측면에서 이론적 근거를 바탕으로 한 제도적 정보에 의존하는 결과를 낳게 되는 경우가 흔함.

∙ 이러한 배경을 바탕으로 본 연구에서는 최근 많이 이용되고 있는 Blanchard and Perotti(2002)의 구조적 VAR을 기본으로 하여 재정승수를 추정함.

4) 예를 들어, 촐레스키 분해법을 사용한 재정승수 추정의 대표적 연구인 Fatás and Mihov(2001) 나 Favero(2002)의 경우 재정충격의 순위가 GDP에 앞섬으로써 GDP 변동에 따른 재정변수의 탄력성이 0이라는 다소 무리한 가정을 하고 있다.

󰠏｝식(2)에서 미정계수의 수가 모두 15개이므로, 충격이 완전식별(just identified)되 기 위해서는 9개의 제약식이 필요함.

∙ 충격식별을 위해 아래와 같이 가정함.

ⅰ. 재정변수의 축약형 오차항 u^t와 u^g는 국내총생산의 변동에 대한 자동적 반응 (automatic response), 정책입안자의 체계적인 재량적 반응(systematic discretionary response), 재정정책에 대한 무작위적 재량충격(random discretionary shocks)의 세 요소로 구성됨(^ _ ).

ⅱ. 국내총생산의 무작위적 재량충격(e^y)은 재정변수에 영향을 미치지 않음 (^ _ ).

ⅲ. 국내총생산은 당기 재정변수들의 무작위적 재량충격에 직접적으로 반응하지 않음(재정변수의 무작위적 재량충격은 축약형 오차항을 통해 국내총생산에 영향을 미침) (^ _ ).

ⅳ. 재정지출에 대한 결정이 수입보다 먼저 이루어짐. 즉, 재정수입의 구조적 충격 이 재정지출에 영향을 미치지 않음(^ ).

ⅴ. 분기별 자료의 특성상 당기의 국내총생산 변동은 재정지출에 영향을 미치지 않음(^ ).

ⅵ. 정부수입의 GDP 탄력성(^)의 추정치를 사용함.⁵⁾

□ 변수의 계절효과와 추세를 제거한 후 추정을 시도함.

󰠏｝변수에서 관찰되는 계절효과를 제거한 후 분석을 시도함.

5) 정부수입의 GDP 탄력성은 그 값이 알려진 경우는 그대로 사용하고 그렇지 않을 경우 Blanchard and Perotti(2002)의 방법론을 이용하여 추정한 값을 사용하였다. 추정이 어려울 경우, 탄력성의 값을 일정 범위 내에서 임의로 설정하여 분석한 후 상이한 결과가 나오는 국가 는 연구에 포함하지 않았다. 참고로 허석균(2004)과 김영덕ㆍ조경엽(2007)에 따르면 탄력성의 값이 다소 다르더라도 연구 결과에 큰 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 특히 허석균 (2004)은 정부수입의 가격탄력성의 경우 그 값을 1.09로 놓고 추정한 경우와 -1.09로 놓고 추 정한 경우 설명력에 차이가 없음을 보였다.

제２장 분석방법 23

∙ 김영덕(2007)이 지적한 바와 같이 재정정책이 의도적으로 계절적으로 시행될 가능성이 충분히 있음.

∙ 그럴 경우 계절조정으로 인해 재정충격의 식별이 부정확해질 수 있으며, 그 결과 재정정책의 효과가 유의하게 나타나지 않을 가능성이 있음.

∙ 반면, 재정변수와 국내총생산은 통상적으로 뚜렷한 계절효과를 보이고 있는 것이 사실이므로 이들에 대한 계절효과를 제거할 필요가 있음도 부인할 수 없음.

∙ 이 같이 계절조정에 대해 상반된 의견이 있으나, 실제적으로 대다수 관련 문 헌들은 변수들을 계절조정하여 재정승수를 추정하고 있음.⁶⁾

∙ 본 보고서에서는 분석기간이 상대적으로 짧은 점을 고려하여 계절조정된 변 수를 사용하여 분석함.⁷⁾

󰠏｝또한 변수의 시계열 추세를 제거한 후 식(1)을 추정함.

∙ 경제가 성장함에 따라 정부 서비스에 대한 수요가 높아지며, 소득개선으로 인해 정부수입도 상승 추세를 보이게 됨.

∙ 따라서 경제성장과 이와 관련된 변수들이 재정변수에 미치는 영향을 제거하 기 위해 추세를 제거할 필요가 있음.

∙ 이와 관련하여 Blanchard and Perotti(2002)를 위시한 많은 연구들이 추세 를 직접 추정식에 포함시켜 분석을 시도하고 있음.

∙ 본 보고서에서는 분석기간이 짧아 각 변수를 linear detrend한 후 분석을 시 도함.

∙ 따라서 본 보고서의 초점은 재정정책의 경제성장 효과가 아닌 단기적인 시 점에서 재정정책이 경기변동에 미치는 영향, 즉 경기안정화 효과의 유무라 고 할 수 있음.

6) 이와 관련하여 Blanchard and Perotti(2002)의 경우, 각 변수에서 나타나는 계절효과를 분기 더미를 이용하여 고려하였다.

7) 계절조정은 통상적으로 쓰이는 미국 Census Bureau의 X12 방식을 이용하였다.

□ 대외환경이 재정정책의 효과에 미치는 영향을 반영하기 위해 주성분 분석을 통 해 추출된 변수를 분석에 포함시킴.

󰠏｝대외환경의 변화는 재정정책의 효과에 영향을 미칠 가능성이 큼.

∙ 우리나라와 같이 대외의존도가 높은 나라의 경우, 재정정책의 효과가 외부 로 누손될 가능성이 많음.

∙ 또한 1990년대 이후 급속히 진행되고 있는 세계화로 인해 미국과 같은 일부 대규모 경제를 제외한 다른 많은 나라들의 국내경기가 세계경기에 의해 좌 우될 가능성이 많아짐.

∙ 따라서 재정승수의 좀 더 정확한 추정을 위해서 해외경기의 변동을 고려할 필요가 있음.

󰠏｝기존 연구에서는 미국의 거시경제 변수를 이용하여 대외환경 변화를 반영하였 으나, 최근 국제화 추세 등을 감안할 때 좀 더 일반화된 접근방법을 시도할 필 요가 있음.

∙ 기존의 국내외 관련문헌들은 대부분 미국의 GDP나 환율을 외생변수로 이 용하여 해외경기의 영향을 반영하고 있음.

∙ 그러나 Benassy-Quere and Cimadomo(2006)에 따르면, 미국경기가 세계경 기의 주된 결정요인으로 작용하긴 하지만, 미국의 경기변동이 국지적이고 단기적인 성격을 띠는 경우도 있으며, 이러한 경우 미국 경기의 변동이 세계 경기 변동으로 이어지지 않을 가능성도 있음.

∙ 또한 본 연구에서 분석대상의 대부분을 차지하는 유럽 국가들의 경우 그들 의 경기가 미국과 잘 일치되지 않는 모습을 보이고 있음.

∙ 더불어 미국의 GDP보다 민간소비 및 투자, 임금수준, 이자율 등의 변수가 국제적 충격을 더 잘 반영할 가능성이 높을 가능성을 무시할 수 없음.

∙ 이와 함께 최근 더욱 진전되고 있는 국내 수출산업의 다변화와 국내경제의 수출의존도 심화 등을 고루 감안할 때, 미국의 경기변동뿐만 아니라 세계경

제２장 분석방법 25

기에 영향을 미칠 수 있는 다른 지역의 경기변동도 같이 포착해 낼 수 있는 변수의 설정이 필요함.

󰠏｝본 보고서는 해외경기 변동요인을 주성분 분석을 통해 추출해 냄.⁸⁾

∙ 주성분 분석은 다수의 변수 간에 존재하는 공통된 움직임(comovement)을 추 출해 내는 데 대단히 유효한 것으로 알려져 있음.⁹⁾

∙ 본 보고서에서는 세계경기가 경제적 비중이 큰 나라들의 경기상황에 의해 결정된다고 가정하고, 이들 국가의 경기상황에 공통적으로 영향을 미치는 관측 불가능한 세계경기 변동요인을 주성분 분석을 통해 추출함.

∙ 주성분 분석을 위해 경제규모의 국제적 비중 및 지리적 위치를 고려하여 미 국, 영국, 독일, 일본, 중국의 다섯 국가를 선택함.

∙ 이들 국가의 민간소비, 민간투자, 산업생산, 실업률, 노동비용, 물가, 이자율, 주가 자료 등의 거시경제 지표들을 이 포함된 총 34개의 시계열 자료를 획 득하여 식(3)을 추정함(<부표 2> 참조).¹⁰⁾

(3)   .

∙ 여기서 At는 34개 시계열 자료로 구성된 N×1 행렬이며, Ft는 공통요인 (common factor)으로 이루어진 R×1 벡터이며, Λ는 N×R의 factor loadings 행 렬, ξ는 idiosyncratic components들로 이루어진 N×1 벡터를 의미함.¹¹⁾

∙ Ft는 순위별로 A의 공분산의 R 정적주성분(static principal components)으로 추정됨.

8) PCA는 다수의 변수들 간에 존재하는 공행성(comovement)를 추정하는 데 주로 사용되며, 이 미 널리 알려져 있는 일반적인 분석방법이므로, 자세한 설명은 여기서 생략한다.

9) Forni et al.(2002), Reichlin(2002) 등을 참조하라.

10) 민간소비 및 투자, 임금비용에 해당하는 변수들은 실질치로 환산하였고, 이자율과 주가 변수 를 제외한 모든 변수는 계절조정된 값을 사용하였다.

11) 주성분 분석을 수행하기 전에 ADF 검정을 통해 각 변수의 비정상성(non-stationarity) 유무 를 확인하고, 단위근이 존재할 경우 차분하여 분석하였다.

<그림 1> 세계경기와 국내경기의 상관관계

(단위: %)

주: pc는 주성분이며, US GDP는 계절조정된 실질GDP의 전기비 연율, Kor GDP는 계절조 정된 실질GDP의 전기비 성장률을 나타냄.

자료: 국제금융센터; 한국은행

󰠏｝주성분 분석을 통해 추출된 세계경기 변동요인을 식(1)에 외생변수로 포함시킴.

∙ <그림 1>은 식(3)을 이용하여 추출된 주성분들 중 자료의 공분산을 68% 설 명하는 첫 번째 주성분과 GDP 성장률로 나타난 미국 및 한국의 경기변동 간의 관계를 보여주고 있음.

∙ 세 변수 간의 상관관계를 살펴보면, 미국과 한국의 경제성장률의 경우 0.407, 주성분과 한국의 경제성장률은 0.477, 주성분과 미국의 경제성장률은 0.508로 나타나, 우리나라의 경기변동이 미국보다는 주성분으로 추정된 세 계경기의 변동에 더욱 영향을 받음을 알 수 있음.¹²⁾

∙ 본 보고서에서는 주성분 분석으로 추출된 세계경기 변동요인을 정부지출, 12) 모든 상관계수는 1% 수준에서 통계적으로 유의했다.

제２장 분석방법 27

정부수입, 국내총생산의 세 변수로 이루어진 구조적 VAR 모형에 외생변수 로 포함시킴.¹³⁾

13) 본 연구에서는 추출된 주성분 중 자료의 공분산의 99.99%를 설명하는 세 개의 주성분을 포함 하였다. 단, 미국의 경우 동시성(endogeneity)의 가능성이 커 외생변수로 포함시키지 않았다.

제３장

분석결과

1. 분석자료

□ 재정변수 통계는 국제통화기금(International Monetary Fund)의 통합재정 통계 (Government Finance Statistics, GFS)를 사용함.

󰠏｝재정통계는 크게 국제연합에서 마련한 국민계정(System of national accounts, SNA) 통계와 국제통화기금(IMF)에서 구축하고 있는 통합재정 통계(Government finance statistics, GFS)의 두 가지로 나눌 수 있음.

∙ 기존문헌은 대개의 경우 국민계정 자료나 개별 국가에서 제공하는 세출 및 세입 자료를 이용하여 분석하고 있음.

∙ SNA는 장기간 시계열 획득이 가능하여 다양한 측면의 분석이 용이하나, 미 국, 영국, 캐나다 등 극히 일부 국가들만 제공하고 있어 다양한 국가들의 재 정정책 효과를 비교하기가 불가능함.

∙ 이와는 반대로 GFS는 획득 가능한 시계열 자료가 1999년 이후로 SNA에 비해 상대적으로 짧지만 주요국들의 재정통계를 폭넓게 분기별로 제공하고 있음.

제３장 분석결과 29

󰠏｝본 보고서는 GFS 통계를 기초로 2000년 이후 자료 획득이 가능한 22개국을 분 석대상으로 설정함.

∙ GFS 통계를 사용할 경우 분석기간이 2000년 이후로 한정되는 단점이 있으 나,

∙ 본 연구의 목적이 최대한 많은 국가들의 재정승수를 추정하여 이들의 다양 한 경험을 우리나라와 비교해 본다는 데 있고,

∙ 최근의 연구들이 재정승수의 크기나 유의성, 그리고 재정효과의 지속성이 시대별로 다르게 나타남을 보인 점 등을 감안하여 GFS 통계를 이용하여 재 정승수를 추정함.¹⁴⁾

∙ 단, 미국과 일본의 경우 GFS 기준에 맞춘 통계를 획득하기 어려워 부득이하게 미국의 경우는 미국 경제분석국(Bureau of Economic Analysis)의 Government account에서 추출한 통계자료를 사용하였고, 일본은 SNA 1993 기준에 따른 통계자료를 사용하여 분석함.

󰠏｝재정지출은 경상지출과 자본지출의 합으로, 재정수입은 정부총수입으로 정의함.

∙ 우리나라의 경우, 1994년 이후부터 GFS 기준에 맞춘 통합재정 통계의 획득 이 가능하지만, 2003년 이후부터는 경상수입, 경상지출, 자본지출 등 대분류 의 항목만이 제시되고 있음.

∙ 따라서 여기서는 정부지출을 순융자를 제외한 경상지출과 자본지출의 합으 로 정의하고, 정부지출은 정부총수입으로 정의하여 사용함.

∙ 이에 따라 분석에 포함된 다른 국가들의 GFS 통계도 한국과 동일한 항목들 을 선택하여 정부지출 및 수입의 변수로 사용함.¹⁵⁾

14) 재정승수의 크기가 시대별로 차이가 있음을 보인 대표적인 연구로는 김성순(2003)과 Perotti (2004)가 있다. 김성순(2003)은 외환위기 전후 정부지출과 국내총생산의 관계가 음(-)에서 양 (+)으로 바뀜을 보인 바 있으며, Perotti(2004)는 미국 등 주요 선진국에서의 재정정책 효과가 1980년대 이전과 이후에 걸쳐 점차로 약해지는 것을 보인 바 있다.

15) IMF에 따르면 총수입(Revenue)과 총지출(Expenditure)은 각각 taxes, social contribution, grants, other revenues/receipts, receipts from sales of nonfinancial assets의 합과 compensation of employees, use/purchase of goods & services, consumption of fixed

□ 우리나라의 정부지출 및 수입 규모는 다른 주요국과 비교해 낮은 편이지만 빠른 증가세를 보이고 있음(<표 1> 참조).

󰠏｝우리나라의 GDP 대비 정부지출 및 수입 규모는 다른 나라에 비해 매우 낮은 수 준임.

∙ 평균적으로 볼 때 우리나라의 GDP 대비 정부지출과 수입은 각각 21.2%, 23.1%로 나타나 비교대상국 전체 평균(지출 43.3%, 수입 43.2%)보다 낮은 수준 임.

∙ 정부지출 및 수입이 가장 큰 비중을 차지하고 있는 나라는 북유럽의 대표적 인 복지국가로 꼽히는 스웨덴으로 GDP 대비 정부지출 및 정부수입이 각각 54.4%, 56.6%를 기록함.

∙ 우리나라 이외에 정부부문이 40% 이하의 비교적 낮은 비중을 차지하고 있 는 나라로는 아일랜드, 일본, 스페인, 미국이 있음.

󰠏｝그러나 2000년대 이후 대부분 국가들의 정부수입 비중이 감소세를 보이고 있는 데 반해 우리나라는 지속적으로 확대되고 있음.

∙ 2000년대 이후 우리나라의 정부수입은 1.8%(분기평균, 전년동기대비)의 꾸준한 증가세를 보임.

∙ 그 외 헝가리(0.76%), 이태리(0.23%), 일본(1.03%), 네덜란드(0.14%), 폴란드 (0.15%), 영국(0.43%) 등 6개국의 정부수입 비중이 확대되고 있는 추세이나 우 리나라와 비교해 매우 낮은 수준임.

∙ 나머지 15개 국가들의 정부수입의 GDP 비중은 꾸준히 감소하는 추세를 보 이고 있음.

󰠏｝또한 우리나라의 정부지출 비중은 분석대상국 중 가장 빠른 속도로 확대되고 있 음.

capital, interest, subsidies, grants, social benefits, other expenditures로 정의된다.

제３장 분석결과 31

<표 1> 국가별 정부지출 및 수입비중¹⁾

(단위: %) 국명

GDP 대비 정부지출 GDP 대비 정부수입

평균 최대 최소 증감률²⁾금융위기

이후³⁾ 평균 최대 최소 증감률²⁾금융위기 이후³⁾ 오스트리아 51.1 61.5 46.4 -0.20 51.0 49.2 56.5 44.1 -0.41 48.5

벨기에 50 60.5 46.6 1.07 52.8 49.2 61.4 40.6 -0.06 48.6 캐나다 40.6 43.9 38.7 0.72 42.4 41.1 44.4 38.6 -1.39 39.1 체코공화국 44.6 55.8 38.4 0.69 44.7 40.4 43.6 35.3 0.89 40.7 덴마크 53.9 57.9 48.8 0.04 54.5 56.2 60.7 53.3 -0.19 55.6 핀란드 48.8 54.7 44.9 0.90 51.6 53.2 59.2 48.5 -0.40 53.3 프랑스 51.8 55.4 48.7 0.60 53.4 49.5 56.8 42.8 -0.39 48.4 독일 46.7 50.6 41.9 -0.38 45.9 44.3 49.5 41.1 -0.40 44.7 그리스 43.6 50.8 35.6 -0.14 43.9 40 43.7 36.6 -0.48 40.

헝가리 49.4 59.9 44.3 1.02 52.3 43.3 49.5 39.9 0.76 46.6 아일랜드 31.9 43.1 26.7 4.51 40.8 34.9 49.3 29.2 -0.30 34.8 이태리 47.4 57.2 43.7 0.83 49.8 44.7 55 38.1 0.23 46.1 일본 38.1 43.2 35.5 0.82 40.4 32.4 35.2 30.4 1.03 34.5 한국 21.2 32.2 14.9 5.37 25.4 23.1 31.6 17.2 1.79 23.7 룩셈부르크 37.7 45.8 32.7 1.42 39.3 42 47.7 37.5 -0.34 41.8 네덜란드 45.3 50.7 43.5 0.72 47.1 45.2 49.5 41.8 0.15 46.4 노르웨이 42.3 48.5 37.3 -0.31 39.9 57 61 52.6 -0.03 56.7 폴란드 41.9 47.2 34.4 0.07 40.8 39 44.5 34.9 0.15 38.4 스페인 37 48.4 31 1.20 41.2 38.5 45.3 29.4 -0.80 35.3 스웨덴 54.4 57.9 50.6 -0.23 54.0 56.6 61.9 54 -0.80 55.3 영국 42.6 50.5 38.4 2.80 48.8 40.6 46.7 36.7 0.43 41.9 미국 32.7 38.2 30.3 2.41 36.7 29.1 32.2 26.4 -1.77 27.3 단순평균 43.32 50.63 38.79 1.13 43.47 43.16 49.33 38.59 -0.01 41.33 주: 1) 계절조정된 수치임

2) 전년동기대비 증감률의 평균 3) 2008년 3분기 이후 평균치

∙ 대부분의 국가들에서 정부지출이 확대되는 모습을 보였으나,

∙ 우리나라의 경우, 정부지출 비중이 5.4%(분기평균, 전년동기대비)의 증가세를 보여 평균적으로 1% 미만의 성장세를 보인 다른 나라들에 비해 매우 높은 수준을 기록함.

∙ 이는 분석대상 국가 중 두 번째로 높은 정부지출 증가세를 보인 아일랜드 (4.5%)에 비해서도 0.9%p 높은 증가세임.

∙ 우리나라와 같이 가장 낮은 정부지출 비중을 기록하고 있는 미국은 2.4%의 정부지출 증가세를 보였는데, 이는 22개국 중 4번째로 높은 수준인 것으로 나타남.

∙ 미국이 이처럼 높은 증가세를 보인 데는 9‧11 사태 이후 테러와의 전쟁을 선포하면서 이와 관련된 지출이 대폭 늘어난 데다 최근 국제금융위기의 진 원지로서 막대한 재정확장 정책을 도입했기 때문인 것으로 보임.

∙ 22개국 중 흥미롭게도 북유럽 복지모델로 유명한 노르웨이(-0.3%), 스웨덴 (-0.23%)에서 정부지출이 감소세를 보였고, 오스트리아의 정부지출 비중도 -0.2%의 감소세를 보임.

2. 추정결과

□ VAR 모형의 충격반응함수에서 도출된 추정치를 이용하여 누적재정승수를 계산함.

󰠏｝재정승수는 재정충격 1원이 가해졌을 때 이로 인해 발생하는 GDP의 증감분으 로 정의됨.

∙ 이를 식으로 나타내면, 지출승수   수입승수  

∙ Y는 GDP, G와 T는 각각 정부지출과 정부수입을 나타냄.

󰠏｝충격반응함수를 통해 추정된 GDP의 재정충격에 대한 탄성률에 정부지출과 수

제３장 분석결과 33

입의 GDP 비중을 곱하여 정부지출승수와 정부수입승수를 구할 수 있음.¹⁶⁾

∙ 재정충격의 크기를 구조적 오차항의 1-표준편차로 설정하여 12분기 간 충격 반응함수를 유도함.

∙ 식(1)의 각 변수가 로그차분된 값이므로, 충격반응함수를 통해 추정된 수치 는 GDP의 재정충격에 대한 탄성률로 해석할 수 있음.

∙ 즉, 식(1)을 통한 추정치는    혹은  로 나타낼 수 있으며, 여기에 정부지출 및 수입비중의 역수( )를 곱하 여 재정승수를 계산할 수 있음.

∙ 정부지출 및 수입비중이 매년 변화하므로 이들 변수의 분석기간 중 최댓값 과 최솟값을 이용하여 재정승수 구간(interval)을 구할 수 있음.

󰠏｝이 중 통계적으로 유의한 추정치만을 합산하여 누적재정승수를 구함.¹⁷⁾

∙ 기존 문헌의 대부분은 4분기나 8분기와 같은 특정 시점에서의 재정승수 추 정치를 보고하거나, 그 값이 가장 큰 추정치(peak 승수)를 보고하고 있음.

∙ 그러나 재정충격의 경기부양 효과를 보는 데는 누적재정승수가 가장 적절한 것으로 알려져 있음(Spilimbergo et al., 2009).

□ 우리나라의 재정지출숭수는 1.192~0.552인 것으로 분석돼 다른 주요국과 비교할 때 평균 수준인 것으로 나타남(<표 2> 참조).

󰠏｝분석대상국 전체 재정지출승수의 중앙값(median) 추정치는 0.958~0.760인 것으 로 나타남.

∙ 최댓값을 기준으로 할 때 우리나라 정부지출의 정책효과가 상대적으로 큰 것으로 나타나지만,

16) 식(1)을 추정하기 전에 계절조정과 추세선이 제거된 각 변수에 대해 단위근의 유무를 확인하 기 위해 ADF 검증을 실시하였다. 일부 국가의 GDP 변수가 I(1)을 따르는 것으로 나타났으 나, 이러한 경우에도 VAR 모형의 계수는 일치성을 만족시킨다(Hamilton, 1994).

17) 신뢰도는 95%이다.

∙ 최솟값 기준으로는 정부지출의 경기부양 효과가 다른 나라에 비해 현저히 낮은 것으로 나타남.

∙ 이처럼 상이한 결과가 나오는 것은 분석기간 중 우리나라의 재정지출 및 수 입비중의 변동이 다른 나라에 비해 상대적으로 심했기 때문(<표 2> 참조)

󰠏｝정부지출을 통한 경기부양 효과는 나라마다 상이하며, 우리나라는 다른 분석대 상 국가에 비교할 때 평균 수준을 기록

∙ 미국(1.596~1.266), 캐나다(1.382~1.218), 독일(1.376~1.140)에서 재정지출의 경기 부양 효과가 가장 큰 것으로 분석됨.

∙ 반면 그리스(0.562~0.394)나 헝가리(0.645~0.477)의 경우 재정지출의 정책적 효 과는 대단히 미비한 것으로 나타남.

∙ 우리나라 재정지출의 경기부양 효과는 다른 나라에 비해 평균 수준인 것으 로 분석됨.

□ 반면 우리나라의 재정수입승수는 1.453~0.791인 것으로 나타나 다른 주요국에 비해 감세의 경기부양 효과가 큰 것으로 나타남(<표 2> 참조).

󰠏｝분석대상국 전체 재정수입승수의 중앙값(median) 추정치는 0.909~0.735인 것으 로 나타남.

∙ 정부지출과 마찬가지로 감세 등을 통한 정부수입 축소의 경기부양 효과는 나라마다 대단히 상이한 것으로 분석됨.

∙ 한국과 더불어 미국(1.667~1.366)의 감세 효과가 가장 큰 것으로 나타남.

∙ 분석대상 국가 중 감세의 경기부양 효과가 가장 낮은 나라는 그리스(0.380~

0.319)인 것으로 나타났으며,

∙ 일본의 경우, 정부지출승수가 1.101~0.905로 1에 근접한데 반해 수입승수는 0.547~0.472인 것으로 나타나 감세 효과가 현저히 떨어지는 것으로 분석됨.

제３장 분석결과 35

□ 전체적으로 재정정책의 경기부양 효과는 작으며 단기간에 그치는 것으로 분석됨.

󰠏｝경기부양 측면에서 재정지출 확대가 정부수입 감소보다 다소 효과적인 것으로 나타났으나,

∙ 22개 분석대상 국가 중 한국, 벨기에, 덴마크, 핀란드, 헝가리, 노르웨이, 스 웨덴, 미국의 8개국에서 감세가 지출확대보다 경기부양에 더욱 효과적인 것 으로 나타남.

∙ 그 외 14개국에서는 감세와 지출확대의 경기부양 효과가 비슷하거나 지출확 대가 더욱 효과적인 것으로 나타남.

󰠏｝정부 지출과 수입 모두 승수의 크기가 1보다 작아 재정정책의 경기부양 효과가 작음.

∙ 재정승수가 1보다 작다는 것은 정부지출(정부수입)을 1원 늘렸을 때(줄였을 때) 이로 인한 GDP의 증가분이 1원보다 작음을 의미함.

∙ 재정정책의 정책적 당위성은 재정승수의 크기가 1보다 클 때에 한해 성립됨.

∙ 본 보고서의 분석결과는 경기부양 측면에서 재정정책이 큰 효과가 없음을 보임.

󰠏｝지속성 측면에서도 재정정책의 효과가 단기간에 그치는 것으로 분석됨(<그림 2>,

<그림 3> 참조).

∙ 재정승수의 크기 외에 재정정책의 효과가 얼마나 오래 지속되는가 하는 것 도 정책적 측면에서 관심의 대상이 되고 있음.

∙ 본 보고서의 분석결과에 따르면, 22개 분석대상국 중 미국을 제외한 대부분 의 나라에서 재정정책의 효과가 5분기 이내에 소멸하는 것으로 나타남.

∙ 특히 유럽의 대부분 국가들에서 재정정책의 경기부양 효과는 3분기 이상 지 속되지 못하고 있고, 이후 빠르게 효과가 소멸되는 것으로 나타남.

∙ 우리나라도 지출확대의 경기부양 효과는 3분기밖에 지속되지 않았으며, 수입감 소의 경우 2~5분기 기간 동안 유의미한 경기부양 효과가 있는 것으로 파악됨.

∙ 지출충격과 수입충격을 비교할 때 지출충격의 정책효과가 수입충격보다 빠 르게 나타나지만, 그 소멸 속도도 더 빠른 것으로 나타남.

<표 2> 국가별 재정승수 비교

국가명 정부지출 정부수입

오스트리아 1.059 ~ 0.799 0.792 ~ 0.618

벨기에 0.734 ~ 0.565 0.887 ~ 0.587

캐나다 1.382 ~ 1.218 1.070 ~ 0.930

체코공화국 0.828 ~ 0.570 0.721 ~ 0.584

덴마크 0.934 ~ 0.788 1.004 ~ 0.881

핀란드 1.111 ~ 0.912 1.150 ~ 0.942

프랑스 0.690 ~ 0.607 0.702 ~ 0.529

독일 1.376 ~ 1.140 1.185 ~ 0.984

그리스 0.562 ~ 0.394 0.380 ~ 0.319

헝가리 0.645 ~ 0.477 0.697 ~ 0.562

아일랜드 0.870 ~ 0.539 0.886 ~ 0.525

이태리 1.045 ~ 0.798 0.819 ~ 0.567

일본 1.101 ~ 0.905 0.547 ~ 0.472

한국 1.192 ~ 0.552 1.453 ~ 0.791

룩셈부르크 0.784 ~ 0.560 0.780 ~ 0.613

네덜란드 0.981 ~ 0.842 0.856 ~ 0.723

노르웨이 0.824 ~ 0.634 0.916 ~ 0.790

폴란드 1.300 ~ 0.947 0.731 ~ 0.573

스페인 0.868 ~ 0.556 0.818 ~ 0.531

스웨덴 0.836 ~ 0.731 0.866 ~ 0.755

영국 1.071 ~ 0.814 0.677 ~ 0.532

미국 1.596 ~ 1.266 1.667 ~ 1.366

median 0.958 ~ 0.760 0.909 ~ 0.735

제３장 분석결과 37

<그림 2> 국가별 누적충격반응함수(cumulative fiscal multiplier)

오스트리아 캐나다

덴마크 핀란드

프랑스 독일

그리스 헝가리

<그림 2> 계속

체코 공화국 아일랜드

이태리 일본

주: 실선은 누적지출승수이며, 점선은 누적수입승수이다.

<그림 3> 국가별 누적충격반응함수(cumulative fiscal multiplier)

한국 룩셈부르크

네덜란드 노르웨이

제３장 분석결과 39

<그림 3> 계속

폴란드 스페인

스웨덴 영국

미국 벨기에

주: 실선은 누적지출승수이며, 점선은 누적수입승수이다.

3. 강건성(Robustness)

□ 추정결과의 강건성 확인을 위해 다른 가정하에서 재정승수를 재추정함.

󰠏｝기존 문헌에 따르면 VAR 모형을 이용하여 도출된 재정승수 추정치는 분석에 사용된 가정에 민감한 것으로 알려져 있음.

∙ VAR 모형이 순수하게 분석자료의 성격에 의존하는 접근방식임을 감안할 때 추정과정에서 사용된 가정에 따라 결과가 달라질 가능성이 있음.

∙ 실제로 기존 연구들은 재정승수 추정치가 추세선 제거방식이나 충격식별을 위한 가정의 차이에 민감할 수 있음을 보인 바 있음.¹⁸⁾

󰠏｝본 보고서에서는 분석결과의 강건성 검토를 위해 추세선 제거방식을 달리하여 재정승수를 재추정하였음.

∙ 추세선 제거와 관련하여 대다수 기존 연구들은 본 보고서에서와 같이 선형 추세를 제거(linear detrending)하고 분석을 실행함.

∙ 그러나 변수들 간에 공조화된 비선형 추세가 존재할 경우 재정승수의 값이 과대추정될 가능성이 있음.

∙ 이와 관련하여 허석균(2007)은 HP 필터링을 이용하여 추세선을 제거할 경우 재정정책의 효과가 현저히 낮아짐을 보인 바 있음.

∙ 반면 Blanchard(2002)는 결정적 추세(deterministic trend)와 확률적 추세 (stochastic trend)의 두 경우를 상정하여 재정승수를 추정했는데 그 값이 크게 변하지 않음을 보임.¹⁹⁾

∙ 본 보고서는 이러한 기존 연구들을 참고하여 HP 필터링으로 추세선을 제거 한 후 재정승수를 재추정함.

󰠏｝또한 충격식별을 위한 가정을 다르게 하여 재정승수를 재추정함.

∙ 재정지출과 재정수입에 대한 결정의 선후 관계는 선험적으로 규명해 내기 어려움.

∙ 따라서 본 보고서에서는 재정지출에 대한 결정이 재정수입에 대한 결정보다 먼저 이루어지는 것으로 가정하고 충격을 식별하였음.

18) 추세선 제거 방식이나 충격식별 가정을 다르게 하여 재정승수를 추정한 많은 연구가 존재한 다. 다양한 방법을 이용하여 추정된 재정승수 값들을 비교‧제시한 대표적인 예로 허석균 (2007)과 Blanchard(2002) 등이 있다.

19) 선형추세는 결정적 추세의 일종이다.

제３장 분석결과 41

∙ 그러나 각종 경제전망을 바탕으로 다음 회계연도에 기대되는 재정수입 규모 를 상정하고 이를 바탕으로 재정지출에 대한 결정이 이루어질 가능성도 충 분히 있음.

∙ Blanchard(2002)는 이러한 가능성을 고려하여 두 경우 모두 가정한 후 분석 한 결과, 재정승수의 추정치가 다소 달라질 수 있음을 보였음.

∙ 본 보고서에서도 재정수입에 대한 결정이 재정지출에 대한 결정보다 먼저 이루어진다고 가정(^=0)하고 재정승수를 재추정함.

□ 추정결과, 추세선 가정이나 충격식별 방법에 따라 추정치가 다소 달라지긴 하지 만, 앞서 제시된 일반적인 결론을 여전히 지지함.

󰠏｝<표 3>과 <표 4>는 추세선 제거와 충격식별 가정을 달리하여 재추정된 재정승 수 추정치들을 비교하여 보여주고 있음.

󰠏｝HP 필터링을 이용하여 추세선을 제거한 경우와 재정지출에 대한 결정이 재정 수입에 대한 결정보다 먼저 이루어진다고 가정(^=0)할 경우 재정정책의 효과가 낮게 나타남.

∙ 지출승수 중앙값: 0.760~0.958 → 0.700~0.867(^=0) 0.735~0.909 → 0.709~0.897(^=0)

∙ 수입승수 중앙값: 0.600~0.838 → 0.530~0.774(^=0) 0.622~0.833 → 0.562~0.776(^=0)

∙ 특히 우리나라의 경우, HP 필터링으로 추세선을 제거한 후 추정된 재정승 수의 크기가 선형추세의 경우에 비해 크게 낮아짐을 알 수 있음.

* 지출: 0.552~1.192→0.407~0.879(^=0), 0.852~1.841→0.439~0.949(^=0) * 수입: 0.791~1.453→0.590~1.085(^=0), 0.938~1.723→0.734~1.349(^=0)

󰠏｝추정기법에 상관없이 재정지출 확대의 경기부양 효과가 정부수입 감소보다 높

은 것으로 나타났고, 지출 및 수입승수가 대체로 1보다 작아 재정정책의 경기부 양 효과가 그리 크지 않음을 확인할 수 있음.

∙ 한국의 경우 감세 등을 통한 정부수입 감소가 지출 확대보다 경기부양에 더 욱 효과적임을 확인할 수 있음.

<표 3> 지출승수 추정치

추세 Linear HP

overlap 충격식별 _  _  _  _ 

오스트리아 1.059 ~ 0.799 0.984 ~ 0.663 0.914 ~ 0.721 0.935 ~ 0.737 0.914 ~ 0.799 벨기에 0.734 ~ 0.565 0.763 ~ 0.588 0.717~ 0.552 0.607 ~ 0.468 0.607 ~ 0.588 캐나다 1.382 ~ 1.218 1.549 ~ 1.060 1.234 ~ 1.088 1.252 ~ 1.104 1.234 ~ 1.218 체코공화국 0.828 ~ 0.570 0.870 ~ 0.599 0.611 ~ 0.420 0.692 ~ 0.476 0.611 ~ 0.599 덴마크 0.934 ~ 0.788 0.920 ~ 0.775 0.915 ~ 0.771 0.909 ~ 0.766 0.909 ~ 0.788 핀란드 1.111 ~ 0.912 1.077 ~ 0.884 1.071 ~ 0.879 1.080 ~ 0.887 1.071 ~ 0.912 프랑스 0.690 ~ 0.607 0.759 ~ 0.667 0.684 ~ 0.601 0.713 ~ 0.627 0.684 ~ 0.667 독일 1.376 ~ 1.140 1.258 ~ 1.042 1.303 ~ 1.079 1.176 ~ 0.974 1.176 ~ 1.140 그리스 0.562 ~ 0.394 0.746 ~ 0.523 0.584 ~ 0.409 0.542 ~ 0.380 0.542 ~ 0.523 헝가리 0.645 ~ 0.477 0.688 ~ 0.509 0.672 ~ 0.497 0.566 ~ 0.419 0.566 ~ 0.509 아일랜드 0.870 ~ 0.539 0.750 ~ 0.465 0.561 ~ 0.348 0.584 ~ 0.362 0.561 ~ 0.539 이태리 1.045 ~ 0.798 1.064 ~ 0.813 0.887 ~ 0.678 0.956 ~ 0.730 0.887 ~ 0.813 일본 1.101 ~ 0.905 1.166 ~ 0.958 1.043 ~ 0.857 1.014 ~ 0.833 1.014 ~ 0.958 한국 1.192 ~ 0.552 1.841 ~ 0.852 0.879 ~ 0.407 0.949 ~ 0.439 0.879 ~ 0.852 룩셈부르크 0.784 ~ 0.560 0.791 ~ 0.565 0.601 ~ 0.429 0.581 ~ 0.415 0.581 ~ 0.565 네덜란드 0.981 ~ 0.842 0.897 ~ 0.770 0.855 ~ 0.733 0.884 ~ 0.758 0.855 ~ 0.842 노르웨이 0.824 ~ 0.634 0.805 ~ 0.619 0.774 ~ 0.595 0.765 ~ 0.588 0.765 ~ 0.634 폴란드 1.300 ~ 0.947 0.852 ~ 0.621 0.632 ~ 0.460 0.757 ~ 0.552 0.632 ~ 0.621 스페인 0.868 ~ 0.556 1.149 ~ 0.736 1.299 ~ 0.832 1.074 ~ 0.688 0.868 ~ 0.832 스웨덴 0.836 ~ 0.731 0.840 ~ 0.734 0.848 ~ 0.741 0.845 ~ 0.738 0.836 ~ 0.741 영국 1.071 ~ 0.814 1.206 ~ 0.917 1.113 ~ 0.846 1.152 ~ 0.876 1.071 ~ 0.917 미국 1.596 ~ 1.266 1.482 ~ 1.176 1.416 ~ 1.123 1.537 ~ 1.219 1.416 ~ 1.266 median 0.958 ~ 0.760 0.909 ~ 0.735 0.867 ~ 0.700 0.897 ~ 0.709 0.862 ~ 0.794

제３장 분석결과 43

<표 4> 수입승수 추정치

추세 Linear HP

overlap 충격식별 _  _  _  _ 

오스트리아 0.792 ~ 0.618 0.656 ~ 0.512 0.644 ~ 0.503 0.721 ~ 0.563 0.644 ~ 0.618 벨기에 0.887 ~ 0.587 0.769 ~ 0.508 0.617 ~ 0.408 0.685 ~ 0.453 0.617 ~ 0.587 캐나다 1.070 ~ 0.930 1.112 ~ 0.967 1.010 ~ 0.878 1.104 ~ 0.960 1.010 ~ 0.967 체코공화국 0.721 ~ 0.584 0.717 ~ 0.581 0.659 ~ 0.534 0.666 ~ 0.539 0.659 ~ 0.584 덴마크 1.004 ~ 0.881 1.020 ~ 0.896 0.909 ~ 0.798 0.964 ~ 0.846 0.909 ~ 0.896 핀란드 1.150 ~ 0.942 1.030 ~ 0.844 1.022 ~ 0.837 1.131 ~ 0.927 1.022 ~ 0.942 프랑스 0.702 ~ 0.529 0.710 ~ 0.535 0.576 ~ 0.434 0.693 ~ 0.522 0.576 ~ 0.535 독일 1.185 ~ 0.984 1.134 ~ 0.942 1.163 ~ 0.966 1.117 ~ 0.927 1.117 ~ 0.984 그리스 0.380 ~ 0.319 0.387 ~ 0.324 0.402 ~ 0.337 0.408 ~ 0.342 0.380 ~ 0.342 헝가리 0.697 ~ 0.562 0.669 ~ 0.539 0.652 ~ 0.526 0.645 ~ 0.520 0.645 ~ 0.562 아일랜드 0.886 ~ 0.525 1.136 ~ 0.673 0.869 ~ 0.515 0.904 ~ 0.535 0.869 ~ 0.673 이태리 0.819 ~ 0.567 0.784 ~ 0.543 0.623 ~ 0.432 0.659 ~ 0.457 0.623 ~ 0.567 일본 0.547 ~ 0.472 0.438 ~ 0.378 0.411 ~ 0.355 0.402 ~ 0.347 0.402 ~ 0.378 한국 1.453 ~ 0.791 1.723 ~ 0.938 1.085 ~ 0.590 1.349 ~ 0.734 1.085 ~ 0.938 룩셈부르크 0.780 ~ 0.613 0.790 ~ 0.621 0.773 ~ 0.608 0.736 ~ 0.579 0.736 ~ 0.621 네덜란드 0.856 ~ 0.723 0.875 ~ 0.739 0.775 ~ 0.654 0.820 ~ 0.692 0.775 ~ 0.739 노르웨이 0.916 ~ 0.790 0.896 ~ 0.773 0.845 ~ 0.729 0.816 ~ 0.704 0.816 ~ 0.790 폴란드 0.731 ~ 0.573 0.569 ~ 0.446 0.506 ~ 0.397 0.544 ~ 0.427 0.506 ~ 0.446 스페인 0.818 ~ 0.531 0.958 ~ 0.622 0.800 ~ 0.519 0.863 ~ 0.560 0.800 ~ 0.622 스웨덴 0.866 ~ 0.755 0.916 ~ 0.799 0.805 ~ 0.702 0.882 ~ 0.769 0.805 ~ 0.799 영국 0.677 ~ 0.532 0.729 ~ 0.573 0.669 ~ 0.526 0.604 ~ 0.475 0.604 ~ 0.573 미국 1.667 ~ 1.366 1.602 ~ 1.313 1.473 ~ 1.208 1.580 ~ 1.295 1.473 ~ 1.366 median 0.838 ~ 0.600 0.833 ~ 0.622 0.774 ~ 0.530 0.776 ~ 0.562 0.756 ~ 0.622