가. 실증분석 결과
<표 2>는 장기적 균형관계의 결과를 보여준다. 에
<표 1> 공적분 관계 검증을 위한 통계량
국 가 지연차수
χ
2sc F 통계량 오차수정항의t 통계량 공적분독일 4 0.07 3.13 -4.47* 예
일본 2 2.21 3.61 -2.26* 예
미국 2 0.36 3.73 -11.77* 예
대한민국 3 0.35 3.08 -4.35* 예
중국 3 0.40 6.38 예
인도 4 1.69 4.02 예
주: 90% 유의수준의 F 통계량의 상하한 임계값은 (2.97, 3.74)이다. *는 95%의 수준에서 통계적으로 유의함을 표시한다.
너지소비는 모든 국가에 있어서 95% 수준에서 유의 한 것으로 나타났다. 에너지소비에 대한 추정치가 양 의 부호를 나타내는 것은 에너지소비가 증가함에 따 라 CO2의 배출량도 증가함을 의미하므로, 에너지소 비의 증가가 환경오염을 유발시킨다는 의미로 해석될 수 있다. 따라서 이 결과는 화석연료 사용의 증가가 지구온난화의 주범임을 실증적으로 증명하는 자료가 될 수 있다.
실질소득과 CO2배출의 관계를 보면 선진 3개국 모 두 통계학적으로 유의하면서 음의 관계를 가지는 것으 로 나타난 반면, 개도국의 경우 양의 관계를 가지는 것으로 나타났다. 이는 앞에서 설명한 환경 쿠즈네츠 가설이 성립함을 의미하는 것으로 선진국의 경우 경제 성장에 따른 일정 소득수준에 도달한 이후 환경오염에 대한 경각심 등으로 환경규제 및 환경개선을 위한 정 책으로의 경제정책 전환 등으로 환경오염이 감소하는 추세를 나타내는 반면, 개도국의 경우 일정 소득수준 까지의 경제성장을 위한 온실가스배출 증가 현상을 보 이는 것이다. 마지막으로 해외직접투자의 경우 온실가 스 배출과의 관련성이 없는 것으로 나타났다.
온실가스 배출과 각 관련 변수의 단기적 관계를 분 석한 결과를 살펴보면 <표 3>과 같다. 단기적으로도 에너지소비량과 실질소득의 증가는 온실가스 배출과 통계적으로 유의한 관련성이 있음을 나타내는 반면, 해외직접투자의 경우 인도를 제외하고는 특정한 연관 성이 없는 것으로 나타나고 있다. 이는 단기적으로도 에너지소비와 실질소득이 온실가스 배출의 증가에 중 요한 역할을 하는 것으로 해석할 수 있다. 인도의 경 우 해외직접투자 유입의 증가가 일시적으로 온실가스 배출을 감소시키는 것으로 나타나고 있지만, 장기적 인 균형관계에서는 그 영향이 미미한 것으로 나타나 고 있어, 해외직접투자는 온실가스 배출에 큰 영향을 미치지 못하는 것으로 생각되어진다.
마지막으로 오차수정항의 추정치를 보면 인도를 제 외한 5개국에서 통계적으로 유의한 것으로 나타난다.
오차수정항의 추정치가 음의 부호를 가지는 것은 어 떤 외부충격에도 장기적으로 균형관계가 성립함을 의 미하는 것이다. 예를 들어, 독일의 경우 오차수정항의 추정치가 -0.797을 나타내는 것은 외부충격이 가해 졌을 때 장기적 균형관계로 돌아가기 위해 매년 약
주: 괄호안은 t-통계량을 나타내고, **는 95%의 수준에서 통계적으로 유의함을 표시한다.
<표 2> CO2배출량과 관련변수의 장기적 균형관계 추정치
국 가 에너지소비 소득 해외직접투자
독일 2.003 (10.950)** -0.263 (-4.470)** -0.001 (-0.094) 일본 1.064 (4.827)** -0.167 (-2.854)** -0.003 (-0.888) 미국 1.016 (13.180)** -0.073 (-2.1 96)** -0.002 (-0.322) 대한민국 0.936 (6.201)** 0.126 (2.059)** 0.001 (0.087) 중국 0.540 (2.322)** 0.555 (3.1 75)** -0.0 12 (-1.448) 인도 3.524 (2.555)** 0.616 (2.308)** 0.046 (1.363)
<표 3> CO2배출량과 관련변수의 단기적 관계 추정치
국 가 변수 지연차수
ect - 1
0 1 2
△ Et 1.310 ** -0.557 ** -0.226 * -0.797 **
(12.228) (-3.773) (-2.013) (-4.467)
독일 △ Yt -0.187 -0.395 **
(-0.981) (-2.281)
△ Ft -0.001 (-0.094)
△ Et 0.956 ** 0.278 -0.356 **
(10.572) (1.512) (-2.263)
일본 △ Yt 0.328 **
(2.770)
△ Ft -0.001 (-1.131)
△ Et 0.894 ** -0.880 **
(11.174) (-11.766)
미국 △ Yt -0.065 **
(-2.039)
△ Ft 0.006
(1.276)
△ Et 0.643 ** -0.687 **
(5.681) (-4.351)
대한민국 △ Yt 0.393 **
(2.180)
△ Ft 0.001
(0.087)
△ Et 0.924 ** 0.414 ** -0.572 **
(7.162) (2.301) (-4.138)
중국 △ Yt 0.318 **
(2.742)
△ Ft -0.007 (-1.397)
△ Et 0.568 1.438 ** 0.923 -0.296
(1.581) (2.229) (1.720) (-1.196)
인도 △ Yt -0.110 ** -0.004 -0.365 **
(-0.504) (-0.028) (-2.547)
△ Ft -0.014 **
(-5.925)
주: 괄호안은 t-통계량을 나타내고, **와 *는 95%, 90%의 수준에서 통계적으로 유의함을 표시한다. ect - 1은 오차수정항을 나타낸다.
80%정도의 조정이 이루어진다는 것을 뜻한다. 즉, 외 부충격이 발생했을 때 장기적 균형관계로 돌아가는데 약 1.25년 정도 소요된다는 의미이다. 그리고 오차수 정항의 추정치가 통계학적으로 유의수준에 있다는 것 은 앞에서 설명한 것처럼 (3)식에서 모든 변수간 공적 분 관계가 성립한다는 것을 다시 한번 확인시켜주는 것이다.
나. 국가재분류 대응전략의 실효성
본 절에서는 기후변화협상에서 경제발전 단계에 따 른 국가재분류 대응전략의 실효성을 앞 절의 추정결 과를 바탕으로 짚어보고자 한다. 경제발전 단계에 따 른 국가재분류 문제에 대응하기 위해서는 국민소득에 따른 온실가스 배출량의 변화를 가지고 그 전략을 마 련해야 할 것이다. 이를 위해 앞에서 설명한 환경 쿠 즈네츠 가설의 성립여부와 1인당 실질국민소득과 CO2배출량을 이용한 경제단계별 배출집약도 변화의 차이 등을 근거로 활용할 수 있다.
앞 절에서 선진국의 경우 일정수준 이상의 경제성 장 이후 환경오염에 대한 인식으로 환경규제 및 환경 개선 경제정책을 통해 온실가스배출이 줄어든다고 언 급하였다. 개도국의 경우 일정수준까지의 경제성장을 위한 생산증가에 따라 불가피한 온실가스 배출의 증 가가 일어난다고 설명하였다. 이는 [그림 2]와 [그림 3]을 보면 알 수 있다. [그림 2]에서 독일의 경우 실질 소득이 $21,013인 1979년, 미국의 경우 실질소득이
$25,070인 1973년을 전환점으로 소득의 증가에 따 라 CO2의 배출이 점차 감소하는 형태를 볼 수 있다.
일본의 경우는 독일 및 미국과 다른 형태의 곡선을 보 이는데, 실질소득이 $18,333인 1973년을 전환점으로
소득의 증가에 따라 CO2배출이 감소하다가 다시 증가 하는 형태를 나타내다가 실질소득이 $26,545인 1996 년을 전환점으로 다시 감소하는 형태를 나타낸다.
반면, 개도국의 경우 우리나라와 중국, 인도 모두 실질소득의 증가와 동시에 CO2 배출량이 증가하는 것으로 나타나고 있는데, 이는 환경 쿠즈네츠 가설이 선진국과 개도국에 성립함을 의미하는 것이다. 일본 의 경우 곡선의 형태가 복잡하게 나타나는데, 이는 경 제적 외부효과 또는 경기침체 등의 영향으로 생각될 수 있다.
이러한 차이는 배출집약도의 변화추이에서도 나타 나는데, 본고에서 배출집약도는 1인당 CO2배출량과 1인당 실질국민소득의 비율로 정의한다. [그림 4]는 선진 3개국의 1971년부터 2005년까지의 배출집약도 변화추이를 보여준다.
[그림 4]에서 선진 3개국의 배출집약도는 1971년 이 후 점차 감소하는 추이를 나타내지만, 일본의 경우 1993년 이후 배출집약도가 증가하다가 2003년 이후 다시 감소하는 추세로 나타난다. 일본의 1993년 이후 의 배출집약도 증가는 세계시장에서의 일본산 자동차 및 전자제품 소비의 급속한 증가에 따른 생산의 증가로 부터 발생했을 것으로 생각되며, 2003년 이후의 배출 집약도 감소는 일본의 장기 경기침체에 따른 자국 내 소비감소 및 생산의 감소로 유인한 것으로 판단된다.
개도국의 배출집약도 변화추이는 [그림 5]에서 보 여주고 있다. 우리나라와 인도의 경우 1971년 이후 작 은 증가추세 내지는 일정수준에서 큰 변화가 없는 것 으로 나타나지만, 중국의 경우 배출집약도가 급속하 게 감소하는 것으로 나타난다. 중국의 경우 곡선의 형 태가 선진국의 형태로 나타나는데, 이는 1970년대 중 국의 경제개방으로 1인당 실질소득의 증가가 CO2배
[그림 2] 선진국의 1인당 실질국민소득(X축)과 1인당 CO2배출량(Y축)
자료: 세계은행 세계개발지표(WDI)
[그림 3] 개도국의 1인당 실질국민소득(X축)과 1인당 CO2배출량(Y축)
자료: 세계은행 세계개발지표(WDI)
[그림 4] 선진국의 배출집약도 변화추이
[그림 5] 개도국의 배출집약도 변화추이
출량의 증가보다 상대적으로 매우 빨랐기 때문인 것 으로 추론할 수 있다.
경제발전 단계에 따른 배출집약도의 변화가 선진국 과 개도국간에 실질적으로 차이를 나타내는지 통계학 적으로 확인하기 위하여 이점비교 검증2)을 실시한 결 과는 <표 4>와 같다. <표 4>에서 보면, 인도의 경우 선진 3개국에 대하여 배출집약도의 평균변화율의 차 이가 모두 음의 값을 보이며 95% 신뢰수준에서 유의 한 것으로 나타났다. 우리나라 또한 독일과 미국에 대 하여 그 평균변화율의 차이가 음의 값을 보이며 95%
신뢰수준에서 유의한 것으로 나타났다. 선진국과 개 도국간의 배출집약도의 평균변화율이 음의 값을 가지 며 통계적으로 유의하다는 것은 다음의 세가지로 설 명될 수 있다. 첫째, 선진국과 개도국 모두 배출집약 도가 증가하는 추세에 있으나 개도국의 배출집약도 증가가 통계적으로 유의한 수준만큼 더 크게 나타난 다. 둘째, 선진국의 배출집약도는 감소하는 추세를 나 타내는 반면, 개도국의 배출집약도는 증가하는 추세
에 있다. 셋째, 선진국과 개도국 모두 배출집약도가 감소 추세에 있으나 선진국의 배출집약도 감소가 통 계적으로 유의한 수준만큼 더 빨리 감소하는 추세에 있다. 앞에서 미국과 독일에 대한 우리나라와 인도의 배출집약도의 평균변화율 차이는 두번째 경우로 해석 될 수 있다.
일본과 중국의 경우 앞에서 설명한 것처럼 배출집 약도의 변화추이가 다른 선진국 또는 개도국과 다른 형태를 보이는 것으로 나타난다. 중국의 경우 경제개 방 이후 급속한 경제성장으로 실질소득의 증가율이 CO2 배출의 증가율보다 훨씬 큰 폭으로 상승하였기 때문에 배출집약도의 변화추이가 선진국의 형태를 나 타내고 있으며, 일본의 경우 1990년대 말 자국의 경 제침체에 따른 CO2배출의 감소가 있기 이전까지 일 본 제품에 대한 세계 시장의 수요 증가에 따라 배출집 약도가 상승하는 형태를 보인다. 그 결과 중국의 경우 선진국과 배출집약도의 평균변화율의 차이가 없는 것 으로 나타나며, 일본은 배출집약도의 평균변화율이
2) 이점비교 검증은 선진국과 개도국 간 35개년 간 배출집약도의 평균변화율이 차이가 없다는 귀무가설에 대한 검증이다.
주: 괄호안은 t-통계량을 나타내고, **와 *는 95%, 90%의 수준에서 통계적으로 유의함을 표시한다.
<표 4> 선진국과 개도국 간 배출집약도 변화의 차이
국 가 대한민국 중국 인도
독일 -0.020 0.003 -0.03
(-2.49) ** (0.39) (-4.37) **
일본 -0.006 0.018 -0.020
(-0.71) (1.80) * (-2.45) **
미국 -0.017 0.007 -0.031
(-2.21) ** (0.92) (-4.80) **