본 연구에서는 기타지역에서 수도권으로의 인구이동과 그 결정요인들간의 인 과관계를 파악하기 위하여 통계청의 자료를 이용하여 결정요인을 선택하고 이를 그랜저-심즈 인과관계 검정을 통하여 인과관계를 분석하였다. 또한 인과관계 검정 을 통해 밝혀진 사실을 바탕으로 인구이동에 미친 효과를 파악하기 위하여 연립방 정식 체계를 이용하여 모형을 설정하고 분석하였다.
4) 울산광역시는 본 연구의 분석기간(1990년 1/4분기~1999년 4/4분기)중인 1997년 7월 광역시로 승 격되었으므로, 경상남도에 포함시켜 자료를 분석하였음.
4. 수도권 인구이동
5)과 주택건설의 특성
수도권의 주택건설과 인구이동의 인과관계 분석에 앞서 수도권 인구의 특성과 인구이동의 특성을 살펴볼 필요가 있다. 여기에서는 모형의 분석기간 전후를 포함 하는 기간(1982년~2001년)을 살펴봄으로써 수도권 인구특성을 개략적으로 알아보 고자 한다.
<표 2-1> 전국인구 대비 수도권 인구비율
(단위 : %) 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991
수도권 36.7 37.5 38.4 39.1 39.8 40.5 41.3 42.1 42.8 43.3
서 울 23.0 23.3 23.7 23.8 23.8 23.9 24.1 24.5 24.4 24.2
인 천 3.5 3.5 3.6 3.8 3.9 4.0 4.1 4.2 4.4 4.6
경 기 10.2 10.6 11.1 11.5 12.1 12.7 13.1 13.4 13.9 14.5 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001
수도권 43.8 44.3 44.8 45.3 45.5 45.7 45.8 46.0 46.3 46.5
서 울 23.9 23.6 23.3 22.9 22.4 22.0 21.7 21.5 21.4 21.2
인 천 4.7 4.9 5.0 5.2 5.2 5.3 5.3 5.4 5.4 5.4
경 기 15.2 15.8 16.5 17.2 17.9 18.4 18.8 19.1 19.5 19.8 자료 : 통계청의 주민등록에 의한 인구이동통계를 토대로 재작성함
<표 3-1>은 1982년부터 2001년까지 전국인구 대비 수도권 인구의 비율을 보여 주고 있다. 여기서 우리나라에서 수도권이 차지하는 비중을 인구로 살펴볼 수 있 다. 먼저 수도권의 전국대비 인구를 살펴보면 1982년 36.7%이었던 것이 꾸준히 증 가하여 2001년에는 절반에 근접한 46.5%에 이르고 있다. 수도권의 면적이 전국 국 토면적의 11.8%에 불과한 것에 비하면 수도권의 인구집중도는 매우 높은 수준이 다. 서울의 인구비중을 살펴보면 1982년 23.0%에서 점차 증가하다가 1989년 24.5%를 정점으로 다시 비중이 감소하여 2001년에는 21.6%로 1982년의 비율보다
5) 배순석, 2001. 수도권 신도시개발의 인구유입효과. 「주택연구」 제9권 제1호 참조
도 하락한 것으로 나타났다. 반면, 인천의 인구비율은 1982년 전국대비 3.5%에서 2001년 5.4%로 증가하였다. 하지만 1990년대 중반에 들어서면서 그 증가세가 둔화 되어 1999년 이후 5.4%에서 정체되어 있는 것을 볼 수 있다. 경기도는 1982년 전국 대비 인구비율이 10.2%에 불과하였지만 이후 지속적으로 증가하여 2001년에는 19.8%로 서울의 인구비율인 21.2%에 근접하고 있는 것을 알 수 있다6). 전국대비 서울의 인구비율은 줄고 있고, 인천의 인구비율은 증가세가 둔화되고 있으나 경기 도의 인구비율이 꾸준히 증가하여 수도권 전체의 인구비율이 오히려 증가하였다.
서울의 인구가 경기도의 신도시 개발 등으로 인해 경기도로 유입되었으며 기타지 역에서도 경기도로 인구유입이 일어났음을 알 수 있다.
<표 3-2>는 1982년부터 2001년까지 주민등록에 의한 수도권 인구유입의 추이를 나타낸 것으로 총전입, 총전출, 순이동으로 나누어 살펴보았다. 서울의 인구유입 추이를 살펴보면 1990년을 기준으로 총 전출인구가 총 전입인구를 초과하여 인구 감소 추이를 보이고 있다. 그리고 5개 신도시의 입주가 이루어졌던 1990년대 초반 에서 중반까지 순 전출인구가 큰 것으로 나타나 신도시로 인구유출이 일어났음을 알 수 있다. 인천은 순 전입인구가 1990년을 정점으로 감소하는 추세를 보이나, 2001년까지 총 전입인구가 총 전출인구를 초과하여 여전히 인구증가가 계속되고 있다.
경기도는 1982년 이후 지속적으로 인구가 성장하고 있으며, 특히 200만호 주택 건설계획에 의한 수도권 5개 신도시의 입주가 본격적으로 진행된 1992년에서 1997년까지 상대적으로 높은 순 인구유입 추이를 나타내고 있다. 또한 경기도는 1998년 이후에 다시 순 전입인구의 증가가 발생하고 있고, 이는 수도권 전체의 순 전출인구에도 반영되고 있다. 수도권의 인구증가는 서울의 순 전출인구의 증가로 둔화되었으나 1995년 이후 서울의 순전출이 감소하고 있어 1998년 이후 다시 반등 되는 형태를 보인다. 아래의 <그림 2-1>은 <표 2-2>의 수도권 순 인구유입을 그림 으로 나타낸 것이다.
6) 경기도의 인구는 2000년 928만명으로 해마다 3~4%씩 증가하고 있는데 비해, 서울의 인구는 2000 년 1,037만명으로 매년 0.5%의 인구증가율을 보인다. 이런 추세라면 2003년경 경기도의 인구가 서울의 인구를 추월할 것으로 예상된다.
<표 2-2> 수도권 인구이동(전입․전출) 추이
-400 -300 -200 -100 0 100 200 300 400 500
1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999
수 도권 서 울 인천 경기
(천명)
(연도)
<그림 2-1> 수도권 순 인구유입
<표 2-3>은 1982년부터 2001년까지 수도권 주택건설실적과 전국대비 비율을 나 타낸다. 우선 서울의 주택건설실적을 살펴보면 연도별로 차이는 보이지만, 전국대 비 비중이 과거에 비해 현저하게 줄어들었다. 한편 최근 2000년과 2001년의 수도 권 주택건설실적 비중의 상승은 서울 내의 대규모 주택재개발 허가에 인한 것으로 추정된다. 인천의 주택건설실적 역시 연도별로 변동은 심하나 전국대비 비중은 증 가 또는 감소의 추이를 보이지 않고 일정 수준을 유지하는 것으로 나타났다. 경기 도의 주택건설실적은 연도별로 변동은 있으나, 전체적으로 볼 때 증가하는 추세를 보이고 있다. 또한 전국대비 비율 역시 꾸준히 증가하는 것을 알 수 있다. 수도권 의 주택건설실적은 전체적으로 볼 때 증가하고 있으며 전국대비 비중은 50% 전후 의 비율을 유지하고 있다.
전국의 주택건설실적은 서울, 인천, 경기도의 변동 유형과 비슷하게 변동을 하 고 있으며 한가지 주목할 점은 1988년을 기준으로 경기도의 주택건설실적이 서울 을 추월했다는 사실이다.
<표 2-3> 수도권 주택건설실적
(단위 : 호, %) 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 수도권 102,531 107,164 122,197 122,080 187,428 111,447 151,215 209,288 378,797 274,685
53.6% 47.4% 55.0% 53.7% 65.0% 45.6% 47.8% 45.3% 50.5% 44.8%
서 울 63,220 51,455 46,060 52,529 123,595 62,278 54,443 76,273 120,371 103,497 33.0% 22.8% 20.7% 23.1% 42.9% 25.5% 17.2% 16.5% 16.0% 16.9%
인 천 10,084 18,595 29,579 18,657 12,552 12,967 31,473 44,441 62,451 28,227 5.3% 8.2% 13.3% 8.2% 4.4% 5.3% 9.9% 9.6% 8.3% 4.6%
경 기 29,227 37,114 46,558 50,894 51,281 36,202 65,299 88,574 195,975 142,961 15.3% 16.4% 21.0% 22.4% 17.8% 14.8% 20.6% 19.2% 26.1% 23.3%
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 수도권 282,983 332,421 271,406 268,111 271,927 229,370 148,669 237,454 240,985 304,396
49.2% 47.8% 43.6% 43.3% 45.9% 38.5% 48.6% 58.7% 55.6% 57.4%
서 울 106,441 111,656 86,220 103,617 104,801 70,446 28,994 61,460 96,936 116,590 18.5% 16.1% 13.8% 16.7% 17.7% 11.8% 9.5% 15.2% 22.4% 22.0%
인 천 32,391 38,734 38,728 36,683 27,232 19,671 9,042 9,253 20,471 54,547 5.6% 5.6% 6.2% 5.9% 4.6% 3.3% 3.0% 2.3% 4.7% 10.3%
경 기 144,151 182,031 146,458 127,811 139,894 139,253 110,633 166,741 123,578 133,259 25.0% 26.2% 23.5% 20.6% 23.6% 23.3% 36.2% 41.2% 28.5% 25.2%
자료 : 건설교통부,「주택업무편람」을 토대로 재작성함
1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999
수도권 서울 인천 경기
(호)
(연도)
<그림 2-2> 수도권 주택건설 실적
일반적으로 <표 2-1>의 수도권의 전국대비 인구비율과 비교해볼 때, 이보다는 약간 상회하는 것으로 나타나 수도권 주택공급이 인구집중을 심화시킬 수 있다는 간접적인 근거로 받아들여질 수 있다. <그림 2-2>는 <표 2-3>의 수도권 주택공급 실적을 그림으로 나타낸 것이다.
5. 인과관계와 연립방정식의 이론 검토
1) 그랜저-심즈 인과관계 검정(Granger-Sims Causality Test)
원래 회귀분석에서는 어느 것이 원인변수(설명변수)이고 어느 것이 결과변수 (피설명변수)인지 하는 문제는 이미 경제이론에 의해 미리 정해진 것으로 보고 이 러한 인과관계를 바탕으로 자료를 이용하는 것이 전통으로 되어 있다. 따라서 원 인과 결과가 불투명한 경우의 함수관계에 관해서는 뚜렷한 판정을 내릴 수 없다는 문제점이 있다. 이러한 문제점에 대해서 시차분포모형을 이용하여 원인과 결과를 확인할 수 있는 간편한 검정방안이 그랜저-심즈 인과관계 검정이다.
Xt와 Yt가 정상시계열(stationary time series)인 경우 Xt와 Yt간에 어떠한 변수가 원인이 되었는지를 확인하기 위한 분석모형은 다음의 두 회귀방정식을 설정하여 살펴볼 수 있다.
Yt = ∑m
i = 0αiXt - i + ∑m
j = 0βjYt - j + ε1t
Xt = ∑m
i = 0λiXt - i + ∑m
j = 0δjYt - j + ε2t
일단 시차의 길이를 적절히 두고 추정하되 두 식을 각각 한 번은 그대로 추정하 고, 또 한번은 αi = 0 for ∀i, δj = 0 for ∀i 라는 조건하에 추정한 다음 이러한 조건의 현실성 여부를 검정한다.
F = ( SSER - SSEUR)/q ( SSEUR)/(n-k)
단, n : 총관측치수
k : 제약조건이 없을 때 회귀계수의 수 q : 제약조건이 부과된 회귀계수의 수
윗 식에서 SSER과 SSEUR은 αi = 0 또는 δj = 0 이란 조건을 부여했을 때와 부여하지 않고 추정했을 때의 SSE값을 각각 나타낸다. 이 검정통계량의 값이 임계 치보다 크면 부여된 조건의 영향이 큰 것으로 보고 귀무가설 H0 : αi = 0 또는 H0 : δj = 0을 기각하게 된다.
즉 이러한 검정과정을 거칠 때 발생하는 상황은 다음의 4가지 경우로 표현될 수 있으며, 각 상황에 대응한 결론은 다음과 같이 나타낼 수 있다.
① H0 : αi = 0 기각, 그리고 H0 : δj = 0 채택 : 인과관계는 X에서 Y쪽으로 일방통행적임
② H0 : αi = 0 채택, 그리고 H0 : δj = 0 기각 : 인과관계는 Y에서 X쪽으로 일방통행적임
③ 두 가설 모두 기각 : 인과관계는 쌍방통행적임
④ 두 가설 모두 채택 : 두 변수간에는 인과관계가 없으며 상호 독립적임
2) 연립방정식 체계(Simultaneous Equations System)
적어도 하나(이상)의 내생변수를 결정하기 위해서 여러 개의 관계식이 필요할 때 이러한 일련의 방정식체계를 연립방정식 모형이라 한다. 따라서 이들 연립방정 식체계를 구성하고 있는 방정식 중 적어도 하나(이상)는 2개 이상의 내생변수를 포함하게 된다. 이렇게 정의되는 연립방정식 모형이 갖는 특징을 살펴보면 다음과 같이 정의될 수 있다.
첫째, 연립방정식모형은 둘 이상의 방정식으로 구성된다. 이 때 모형에 나타나 는 변수들은 우선 내생변수(endogenous variables)와 선결변수(predetermined variables)로 구분되고 후자는 다시 외생변수(exogenous variables)와 내생시차변수 (lagged endogenous variables)로 구분된다. 내생변수란 연립방정식체계 내에서 그 값이 결정되고 설명될 수 있는 변수를 말한다. 그리고 선결변수란 모형 밖에서 이 미 그 값이 결정된 변수를 지칭하며 자율적인 시장기능이나 경제활동에 의하기보 다는, 예컨대 정책당국에 의해 그 값이 결정되는 정부지출 등과 같은 정책변수 또 는 기후조건과 같이 우리가 조정할 수 없는 외생변수들 그리고 내생변수지만 시차 가 있어 현재시점에서 볼 때 그 값이 이미 알려져 있는 내생시차변수들이 이에 속 한다.
둘째, 연립방정식 모형에서 내생변수들은 모형 내의 여러 방정식에 동시에 사용 되어지며 때로는 종속변수 위치에 때로는 설명변수 위치에 나타나며, 각 방정식은 적어도 두 개 이상의 내생변수를 포함하고 있다. 따라서 내생변수간의 상호교호작 용(effect and feedback effect) 및 연관관계(interdependence)를 파악하지 않고는 이들
둘째, 연립방정식 모형에서 내생변수들은 모형 내의 여러 방정식에 동시에 사용 되어지며 때로는 종속변수 위치에 때로는 설명변수 위치에 나타나며, 각 방정식은 적어도 두 개 이상의 내생변수를 포함하고 있다. 따라서 내생변수간의 상호교호작 용(effect and feedback effect) 및 연관관계(interdependence)를 파악하지 않고는 이들