(1) 개요
자본, 노동, 인적 자본 등 생산요소의 공급, 지역의 소비지출 변화, 도시하부시 설의 증가 등이 지역성장에 미치는 영향을 분석한 사례는 많으나, 지역간 성장의 영향관계에 대한 연구는 상대적으로 부족하다 (김의준, 김갑성, 1997: 김명수, 1998: 김성태외, 1994). 예를 들어, 경제적으로 집중된 수도권 성장이 영남권, 호 남권 등에 어떠한 영향을 미치는 지 또는 서해안 지역 개발이 영남지역에 어떤 영향을 미치는 지에 대해서는 알려진 바가 많지 않다. 이와 같은 수도권과 영남 권, 영남권과 호남권의 성장의 영향관계를 파악할 수 있다면, 국토 균형개발과 수도권 관리를 위한 지역정책이 보다 구체화될 수 있을 것이다.
대다수 지역성장과 지역격차 연구들은 신고전주의 경제이론을 기반으로 이루 어졌다. 신고전주의 경제이론에서는 지역성장 격차는 지역간 생산요소가 이동하 면서 장기적으로 자연스럽게 해소될 수 있을 것을 가정하고 있다. 즉, 자본은 투 자의 한계생산성이 높은 지역으로 이동하고, 노동은 임금이 높은 지역으로 이동 함으로서 소득 수준이 낮은 지역이 소득수준이 높은 수준보다 성장속도가 빨라 성장속도가 정상상태(steady state)로 소득 수준이 수렴할 것으로 예상한다.15)
15) Barro, Robert J. and X. Sala-I-Martin. 1995. Economic Growth. New York : McGraw-Hill.
Barro and Sala-I-Martin(1991)은 미국의 주단위 자료를 이용하여 소득 수준이 수 렴하는지에 대해 분석하여 미국의 주별 소득수준이 연간 2%의 수준으로 격차가 줄어들고 있음을 실증분석 하였다. Mankiw et al. (1992)은 세계 98개국의 시계열 소득자료를 이용하여 솔로의 성장모형에 인적자본 변수를 추가한 성장 수렴 모 형을 추정한 결과, OECD 국가와 비OECD국가로 구분하여 각 집단의 소득수준이 조건부로 수렴하고 있다고 밝혔다. Lall and Yilmaz (2001)는 미국의 주를 대상으 로 하여 지역의 인적자본을 구축하고 공공투자를 확충하는 것은 지역 격차를 완 화하는데 긍정적인 영향을 미쳤다고 주장하였다. Petrakos and Saratsis(2000)는 그 리스와 유럽지역을 대상으로 하여 국가의 경기 변동이 지역 격차에 미치는 영향 에 대해 분석하였다. 그리스의 경우는 경기가 침체되었을 때 지역간 격차가 줄어 들고 경기가 좋을 때는 오히려 격차가 늘어났으며 유럽지역의 경우는 반대 결과 가 나왔다. 김영용, 박진석(1996)은 우리나라 시도 지역을 대상으로 지역균형성 장의 안정성을 분석하여 1977-1987년의 우리나라는 지역균형성장 경로가 안정적 이지 않으며, 지역의 균형적인 성장을 위해서는 자본의 이동성이 더 높아야 한다 고 제시하였다. 이진원(1997)은 1970-1991년 동안 우리나라를 대상으로 지역소득 이 수렴하는지에 대해 분석하여 1% 유의수준에서 유의한 것으로 나타나 우리나 라의 시도별 소득 수준이 수렴하고 있다고 주장하였다.
한편, 지역수출 증가에 따른 지역성장 효과를 분석한 경우도 있는데, Kaldor(1970)는 지역의 수요증가로 인해 발생하는 누적적인 성장(cumulative growth)모형을 제안하였다. Kaldor(1970)는 일인당 생산량의 성장과 지역 편익은 지역의 규모경제와 지역산업 특화에 따라 달라지는 점을 고려하여 지역의 경쟁 력 우위를 바탕으로 누적적인 성장 경로를 갖는 모형을 제시하였다. Dixon and Thirlwall(1975)은 누적적 성장과정의 핵심이 되는 노동생산성의 상승, 일반적으 로 버돈의 법칙(Verdoorn law)이라고 부르는 과정을 이용하여 지역성장 모형을 제시하였다. 이 모형의 핵심은 지역의 생산량이 증가하면 지역의 생산성도 증가 한다는 것인데, 이러한 순환적인 성장과정은 지역 격차를 유발한다.
Thrilwall(1980)은 지역성장은 수지균형(balance of payment)에 의해 제약을 받는 것을 주장하였다. 지역 생산량의 성장은 지역이외 소득 증가와 두 지역의 수요에 대한 소득 탄력성에 의해 결정되는 과정을 제시하였다. 권우현(2002)은 우리나라 의 제조업을 대상으로 누적적 성장체계에 대해 연구를 하였다. 1971-1998년 사이 의 우리나라 제조업은 규모에 대한 수확체증을 나타내어 생산량의 증가에 따라 생산성이 증가하는 것으로 나타났으나 생산성의 증가가 생산량의 증가 즉 수요 체제의 증가로는 연결되지 않는다고 주장하였다.
우리나라의 지역 투자와 성장의 관계를 제시한 연구 중 김의준, 김갑성(1997) 은 CGE모형을 이용하여 권역별 투자정책이 국가경제 성장의 지역간 형평성 및 소득 격차에 미치는 영향을 분석하였다. 투자 효율성의 측면에서 보면 중부권, 수도권, 영남권 순으로 나타났다. 최창곤(2000)은 지역별 자본 생산성을 근거로 하여 효율적인 지방 투자 방향을 제시하였다. 서울, 경기, 경남 등은 자본의 투자 생산성이 낮았고, 강원, 전북, 제주 등은 투자 생산성이 높기 때문에 투자 배분은 생산성이 높은 지역을 중심으로 이루어져야 한다고 주장하였다. 수도권의 경제 적 특성을 분석한 사례를 정리하면, 수도권 지역은 전국에 비해 생산성이 높고 집적이익은 존재하나 차차 감소하는 경향이 있고, 집중에 대한 사회․환경비용 이 급격히 증가하고 있으며,16) 공간 구조면에서도 비효율적임을 보였다.17) 김갑 성, 송영필(1999)에 따르면, 지역내총생산 증가는 산업의 다양성 지수와는 상관 관계가 적은 것으로 나타났고, 지역경제의 불안정성과 산업구조의 다양성과의 관계는 대체로 상관관계가 높음을 실증 분석하였다.
다음절에서는 한 지역의 성장이 다른 지역의 성장에 어떤 영향을 미치는가에 대한 분석을 위해 수요측면의 경제성장 모형에 대하여 설명한다.
16) 유헌석. 2001. “환경파급 영향분석”. 박상우, 김동주. ｢수도권 집중의 사회․경제적 파급효과분석 연 구｣. 안양 : 국토연구원 : 105-141.
17) 정창무. 2001. “수도권 공간구조분석”, 박상우, 김동주. ｢수도권 집중의 사회․경제적 파급효과분석 연구｣. 안양 : 국토연구원 : 143-159.
(2) 모형 구조
본 모형에서는 지역에 공급되는 노동, 자본과 같은 요소들은 지역의 특성에 의해 외생적으로 결정되는 것으로 가정한 후, 한 지역의 성장이 다른 지역에 어 떠한 영향을 미치는가에 분석하였다. 먼저 C(중심지역), P(주변지역) 두 지역을 가정하고 지역에 공급되는 생산요소 노동(L) 자본(K)과 지역의 기술수준(A)을 콥더글라스 형식의 지역생산함수 식으로 표기하면 식(1) 형태를 갖는다. 지역에 공급되는 생산요소 노동과 자본을 식(2)와 같이 S로 표기하였다.
Yc= AcSc (1)
Sc= KαcL1 - αc (2)
한 지역의 성장이 다른 지역의 성장에 영향을 준다면 C지역의 생산은 C지역에 공급되는 생산요소인 S c과 P지역의 성장 Y p에 영향을 받게 된다. 여기서 Y*c는 다른 지역의 성장에 영향을 받을 경우 도달하는 새로운 성장 수준이다.
지역의 성장수준이 지역간의 영향을 통해 새로운 수준에 도달하는 조정과정을 부분스톡조정에 의해 조정된다고 가정하면 식(4)와 같이 나타낼 수 있다.
Y*c= f(Yp, Sc) (3)
Yc ( t)- Yc ( t - 1 )= δc(Y*c( t)- Yc ( t - 1 )) (4)
Yc ( t)= δcY*c( t)+ (1- δ)Yt - 1 (5)
요소공급이 외생적으로 주어진 상태에서 지역간의 외부 수요는 한 지역의 소 득증가에 따른 다른 지역의 수요가 증가되는 탄력성에 의해 결정된다.18) 예를 들
18) 지역간의 영향은 지역간의 외부수요에 의해 영향관계가 정해지는 것으로 가정하였다.
면 C지역의 성장이 P지역에 미치는 영향은 다음과 같다. C지역의 소득 증가 (ΔY c)는 P지역에 대한 수요 증가(ΔD cp)에 영향을 미치고 이는 P지역의 성 장(ΔY p)에 영향을 미치게 된다.19) C지역의 성장이 P지역에 미치는 수요탄력 성은 식(6)과 같이 나타낼 수 있다. 식(7)은 C지역의 성장이 P지역의 외부수요 를 유발하므로 P지역의 성장요인이 되고 식(8)은 P지역의 성장이 C지역의 외 부수요를 유발하여 C지역의 성장요인이 된다.20) 지역의 성장을 지역의 수요부 분과 공급부분으로 구분하면 지역의 균형성장은 식 (9) 및 (10)과 같이 나타낼 수 있다.
π cp= ∂D cp
∂Y c ⋅ Y c
D cp (6)
Ḋ cp= π cpẎ c (7)
Ḋ pc= π pcẎ p (8) Y*c = β 1D pc+ β 2S c
(9)
Y*p= β3D cp+ β 4S p (10)
식(9)와 (10)을 식(5)에 대입하면 지역간의 외부 수요의 영향관계가 부분스톡조 정을 거쳐 지역의 성장으로 나타나는 모형이 된다. 따라서 지역의 성장은 공급수 준, 지역간의 수요탄력성과 한 시점이전의 소득 수준의 가중 합으로 결정된다.
19) Δ는 생산, 수요의 증감을 나타낸다.
20) 식(1.7)과 식(1.8)의 수식표기 중 문자위의 점은 수요, 생산의 백분율의 변화를 나타낸다. 예를 들면
Ẏ c= ΔY c Y c 이다.
지역간의 성장관계는 한 지역의 소득 증가에 따른 타지역에 대한 수요탄력성에 의해 결정된다. 만약 C지역이 소득 수준이 높고 P지역이 소득 수준이 낮다고 가 정하면 P지역에 대한 수요탄력성이 C지역에 대한 수요탄력성보다 작은 경우 (π cp< π pc)는 두 지역은 지역간의 영향관계에 의해 지역의 격차가 커지므로 음 의 영향관계를 가지고 있는 것이고 P지역에 대한 수요탄력성이 C지역에 대한 수 요탄력성보다 큰 경우(π cp> π pc)는 두 지역간의 수요영향 관계에 의해 두 지역 의 격차가 작아지므로 두 지역은 양의 관계를 갖는 것으로 생각할 수 있다. 두 지역간 수요탄력성이 같은 경우(π cp= π pc)는 영향관계가 균형상태이다.
Y c ( t)= δ c( β1π pcY p ( t )+ β2S c ( t))+ (1 -δc)Y c ( t - 1 ) (11) Y p ( t)= δ p( β3π cpY c ( t )+ β4S p ( t))+ (1 -δp)Y p ( t - 1 ) (12)
(3) 분석대상 및 결과
분석대상은 우리나라를 권역별로 분류하여 권역별 성장 영향관계 분석하였다.
수도권(서울, 경기, 인천), 중부권(대전, 충북, 충남), 호남권(광주, 전북, 전남), 영 남권(부산, 대구, 울산, 경북, 경남), 강원권(강원) 5개 권역으로 분류하였다. 분석 기간은 지역내총생산자료가 가용한 1985년에서 2000년까지 17개 연도이다. 데이 터는 지역의 성장을 지역내총생산 자료를 권역별로 합쳐서 사용하였고 노동은 노동통계연감 자료를 사용하였다. 지역의 자본은 10년마다 조사하는 국부조사통 계보고서가 존재하지만, 지역별 자본스톡이 시계열로 조사되어 있지 않다. 여기 서는 농업 및 서비스업의 지역별 자본은 자본 수익의 변화와 동일하다는 가정하 에 표학길(2003)의 산업별 자본스톡추계를 이용하였다. 단, 광공업의 경우는 광 공업통계조사보고서의 연말고정자산잔액을 자본스톡으로 활용하였다.
분석 모형에서는 한 지역의 성장 요인으로 지역에 투자되는 생산요소와 그 지 역의 전년도 생산수준, 나머지 4개 지역의 생산수준을 변수로 사용하였다. 각 지 역들은 동일한 시점에 양방향으로 영향을 주고받기 때문에, 각 지역의 영향관계
는 5개 지역의 연립방정식을 세워 계수 값을 추정하였다. <표 5-1>의 모형1은 지역에 공급되는 생산요소 노동, 자본과 자신의 전년도 성장수준 그리고 나머지 4개 권역의 성장 변수를 사용한 모형이고 <표 5-2>의 모형2는 지역의 기술진보 가 존재하는 점을 고려하여 기술진보에 대한 대리변수인 시간변수를 추가한 모 형이고 <표 5-3>의 모형3은 모형1중 자기 지역의 시차변수를 제거하고 회귀분석 을 한 모형이다. 각 모형의 결과는 약간의 유의성에서 차이를 보이고 있을 뿐 부 호의 방향은 같아 대체로 동일할 결과를 보였다.21)
21) 지역의 성장은 요소공급관계 등으로 지역간에 연계되어 있는데 본 모형에서는 요소공급의 지역간의 관계를 모형에서 고려하고 있지 않아 모형의 오차항이 상관관계를 가지게 될 것이라고 예상할 수 있 다. 따라서 오차항간의 상관관계를 고려하기 위해 외형상 무관해 보이는 회귀분석 (Seemingly Unrelated Regression) 을 이용하여 분석하였다.
<표 5-1> 모형1의 회귀분석결과
모형1
수도권 중부권 호남권 영남권 강원권
수도권 0.004 -0.539 -0.258 -0.809
(0.01) (-1.23) (-1.32) (-1.54)
중부권 -0.158 -0.030 0.162 0.190
(-0.58) (-0.09) (0.70) (0.39)
호남권 -0.959* -1.748*** 0.556* 0.996
(-2.06) (-4.06) (2.07) (0.99)
영남권 1.224* 1.190 0.566 0.147
(2.28) (1.78) (0.93) (0.11)
강원권 -0.037 0.681** 0.171 0.166
(-0.16) (2.37) (0.39) (0.50)
노동 0.541*** 0.579*** 0.738*** 0.717*** 0.489 (4.77) (4.23) (4.03) (8.40) (1.84) 자본 0.459*** 0.421** 0.262 0.283** 0.511*
(4.04) (3.07) (1.43) (3.32) (1.92) 시차변수 4.23E-10 6.08E-10 3.93E-9 -6.54E-10 -7.31E-8 (0.36) (0.13) (0.49) (-0.52) (-2.31)
adj R2 0.995 0.996 0.989 0.997 0.938
주: ( )의 값은 t 통계량. *: 1% 유의수준에서 기각 ** :5%의 유의수준에서 기각 ***: 10% 의 유의수준에서 기각을 의미함
대부분의 권역에서 요소공급이 지역성장에 미치는 영향은 5%의 유의수준에서 통계적으로 유의한 결과를 보였다. 요소분배를 권역별로 비교하면 수도권과 중 부권의 자본화가 타 지역보다 높게 나타나 자본집약적인 성장 모습을 보이고 있 고, 호남권의 경우에는 자본의 역할이 가장 작아 노동집약적인 경제구조를 가지 고 있다.22)
22) 이론모형에서 제시된 바와 같이 모형에 가장 적합한 변수는 지역수요 변수이다. 그러나 지역간 수요 자료가 존재하지 않기 때문에 수요대리변수로 지역성장 변수를 사용하였다. 만일 모형에서 지역간 수요변수를 사용하였을 경우, 지역간 성장영향에 대한 회귀분석의 결과에서 수요 부분의 부호는 음 의 부호가 나올 수 없으나, 본 추정에서는 지역 성장을 대리변수로 사용하였기 때문에 지역간 영향 에 의한 부호가 양 혹은 음이 도출될 수 있다.
<표 5-2> 모형2의 회귀분석결과
모형2
수도권 중부권 호남권 영남권 강원권
수도권 -0.003 -0.543 -0.242 -0.083
(-0.01) (-1.16) (-1.16) (-0.19)
중부권 -0.232 -0.058 0.215 0.525
(-0.83) (-0.14) (0.79) (1.49)
호남권 -0.617 -1.714** 0.534 -0.953
(-1.07) (-2.53) (1.86) (-1.03)
영남권 0.879 1.139 0.567 1.434
(1.38) (1.10) (0.87) (1.39)
강원권 0.029 0.696 0.198 0.128
(0.12) (1.88) (0.38) (0.35)
노동 0.603*** 0.589** 0.740*** 0.714*** 0.180 (4.68) (2.85) (3.77) (7.92) (0.87) 자본 0.397** 0.411* 0.260 0.286** 0.820***
(3.07) (1.98) (1.33) (3.17) (3.96) 시차변수 -6.18E-10 1.82E-10 3.29E-9 -9.92E-11 1.53E-9 (-0.39) (0.02) (0.33) (-0.05) (0.43)
시간변수 0.019 0.003 0.003 -0.006 -0.104**
(1.01) (0.07) (0.13) (-0.44) (-3.16)
adj R2 0.995 0.995 0.987 0.996 0.971
주: ( )의 값은 t 통계량. *: 1% 유의수준에서 기각 ** :5%의 유의수준에서 기각 ***: 10% 의 유의수준에서 기각을 의미함
수도권 성장은 중부권의 성장을 유도할 수 있는 반면, 다른 지역의 성장에는 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 수도권의 성장으로 인한 발생하는 다른 지역의 수요는 매우 작거나 혹은 수도권의 집중과 이에 따른 생산요소의 유출로 인하여 그 효과가 미미한 수준인 것으로 나타났다. 계수의 탄력성을 볼 때, 호남권이 가장 큰 상반관계를 갖는 것으로 나타났다. 중부권 성장은 수도권 의 광역화와 규제로 인하여 수도권과 보완관계를 형성하고 있다. 그러나 수도권 의 중부권에 대한 성장 유도효과는 10%를 기준으로 볼 때 유의하지 않았다. 반대 로 수도권 성장을 유도할 수 있는 지역은 영남권이며, 중부권, 호남권, 강원권 등 은 수도권 성장 기여도가 상대적으로 낮은 것으로 나타났다.
<표 5-3> 모형3의 회귀분석결과
모형3
수도권 중부권 호남권 영남권 강원권
수도권 -0.014 -0.512 -0.342** -0.287
(-0.05) (-1.42) (-2.33) (-0.53)
중부권 -0.120 -0.073 0.251 -0.222
(-0.68) (-0.33) (1.36) (-0.50)
호남권 -0.930** -1.761*** 0.616** 0.985
(-2.33) (-4.19) (2.50) (0.86)
영남권 1.206** 1.140 0.564 -0.141
(2.91) (1.67) (1.00) (-0.09)
강원권 -0.044 0.692** 0.289 0.017
(-0.21) (2.38) (0.74) (0.06)
노동 0.533*** 0.504*** 0.676*** 0.740*** 0.667**
(5.32) (7.43) (5.68) (10.05) (2.28) 자본 0.467*** 0.496*** 0.324** 0.261*** 0.333 (4.66) (7.32) (2.72) (3.55) (1.14) 시차변수
시간변수
adj R2 0.996 0.996 0.992 0.998 0.930
주: ( )의 값은 t 통계량. *: 1% 유의수준에서 기각 ** :5%의 유의수준에서 기각 ***: 10% 의 유의수준에서 기각을 의미함
수도권 성장이 중부권 성장을 유도하였지만, 중부권 성장이 수도권 성장을 유 도하지 못한 것으로 파악되었다. 중부권 성장은 호남권 성장에도 음의 영향을 미 쳤다. 반면에 영남권과 강원권 성장에는 양의 영향을 미치지만 통계적으로는 유 의하지 않다. 수도권, 영남권 등이 성장하면 중부권이 성장하는 것으로 파악되었 다. 호남권은 수도권 및 중부권에 대해서 음의 지역성장 영향관계를 유지하고 있 어 서로 경쟁하고 있으며, 영남권과는 보완관계를 갖고 있다. 영남권의 경우, 지 역성장이 수도권, 중부권, 호남권, 강원권 등 전지역의 성장을 유도하고 있으며, 동시에 수도권을 제외한 타지역의 성장이 영남권 성장을 유도할 수 있는 것으로
<그림 5-2> 지역간 생산의 연계성