제4 0 6호 (2008-32) 2008. 7. 14
[요 약]
M B노믹스의 핵심과제인‘투자활성화를 통한 일자리 창출’을 달성하기 위해서 는 과거와는 다른 접근방식이 필요함.
- 투자활성화는 성장잠재력 확충을 위해 매우 중요한 과제이나 지식・혁신주도 형 경제패러다임에 걸맞은 방식으로 추진될 필요가 있음.
- 즉, 요소투입형 성장이 한계에 다다름에 따라 물적 투자보다는 혁신형 투자 에 의한 성장과 고용 창출이 바람직함.
산업별 자료와 거시자료를 사용하여 투자증가율과 고용증가율의 관계를 살펴 본 결과, 투자활성화는 고용창출의 확대에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나 타남.
- 거시자료로 분석해 본 결과, 산업별 자료의 경우와는 달리 경제전체의 혁신 향상을 의미하는 총요소생산성 증가율이 투자증가율과 고용증가율에 긍정 적 영향을 미치는 것으로 나타남.
혁신주도형 경제로 이행하는 과정에서 투자활성화는 자본의 한계생산성 증대 를 목표로 추진해 나가야 함.
- 중장기적으로는 신기술의 개발과 사업화 촉진을 위한 정부의 전략적인 R & D 지원 확대 및 효율성 제고가 필요하고 기업가정신의 함양을 위한 규제개혁의 지속적 추진 및 실효성 제고가 요구됨.
- 단기적으로는 고유가 지속 등 최근 대내외 경제여건의 악화에 직면하여 기업 투자가 위축되지 않도록 거시경제의 안정화에 노력해야 함.
투자활성화와 고용창출의 관계분석
투자활성화와 고용창출에 관한 최근의 논의 내용
외환위기 이후, 특히 2 0 0 0년 이후 투자부진이 지속되고 있는 가운데 신정 부가 추진하는 M B노믹스에서도 성장잠재력 확충과 고용창출의 확대를 위 한 투자활성화의 필요성이 크게 강조되고 있음.
- 전 산업의 투자(총고정자본형성)는 1 9 8 0년대와 1 9 9 0년대 전반에 각각 1 2 . 4 %와 9 . 5 %의 증가를 보였으나 외환위기로 인해 1 9 9 0년대 후반에는 0 . 2 %의 감소세를 나타냈음. 그러나 외환위기를 극복한 2 0 0 0년 이후에도 투자는 3.1% 증가하는 데 그침.
그러나 한편에서는 산업의 구조적인 변화와 노동시장의 구조적 문제로 인하 여 경제성장 및 투자증가율이 확대된다고 하더라도 과거와 같은 고용창출력 은 가능하지 않다고 주장함.1 )
- 반면에, 다른 한편에서는 외환위기 이후 또는 2 0 0 2년 이후 쟁점이 되고 있는 노동시장의 일자리 창출력 저하문제는 고용의 성장탄력의 저하보다 는 성장률 자체의 저하에 기인한다고 주장함.2 )
이러한‘고용없는 성장(jobless growth)’의 여부에 대한 논란 외에 현재의 투자활성화가 장기적인 관점에서 바람직하고 가능한 것인지에 대해 의문을 제기하기도 함.3 )
- 즉, 외환위기 또는 2 0 0 0년 이후 투자부진 지속은 1 9 9 0년대 중반의 과잉 투자에 따른 조정국면으로 보는 것이 타당하고 1 9 9 0년대 이후 투자율이 하락추세를 보이고 있지만 외국과 비교할 경우 여전히 높은 수준을 지속 하고 있다는 것임.
1) 김종일(2008), “구조변화 측면에서 본 한국의 고용문제와 정책대응방향”, 한국노동연구원・한국경제학 회 국제고용포럼.
2) 허재준(2008), “성장과 일자리 창출：한국경제의 고용증가율 감소는‘고용없는 성장’때문인가?”, 한국 노동연구원・한국경제학회 국제고용포럼.
3) 하준경(2008), “2 0 0 8년 신발전체제와 적정 거시경제정책 패러다임”, 「한국경제의 분석」, 제1 4권 제1호 ( 4월), 한국금융연구원.
- 그리고 혁신주도형 경제로의 이행이 불가피한 상황에서 물적 투자의 역 할은 감소할 수밖에 없으므로 물적 투자의 확대보다는 혁신투자를 확대 해야 한다고 주장함.
따라서 본 자료에서는 투자와 총요소생산성이 고용창출에 어떤 영향을 미치 는지, 그리고 총요소생산성은 투자에 어떤 영향을 미치는지를 실증분석에 기초하여 살펴보고 이를 통하여 고용창출 확대와 투자활성화를 위한 혁신의 역할을 검토해 보고자 함.
산업별 고용/투자/총요소생산성의 증가율 추이
본 자료에서는 고용의 투자탄력성 분석을 위해 고용증가율을 투자증가율과 총요소생산성 증가율의 함수로 설정함.
이러한 고용함수를 추정하기 전에 산업별로 고용증가율, 투자증가율, 총요 소생산성 증가율 추이를 살펴보면, 우선 전 산업의 고용증가율은 1 9 9 0년 이 후 고용측면의 탈제조업화 추세에 영향을 받아 1 9 8 0년대 이후 둔화추세를 보이고 있음.
- 1 9 9 0년대 후반에는 외환위기에 영향을 받아 고용증가율이 0 . 7 %로 둔화 되었다가 2 0 0 0년 이후에는 1 . 5 %로 확대되었으나 이는 외환위기 이전의 고용증가율에 비해서는 매우 낮은 수준임.
- 특히, 2000년 이후 고용증가율을 산업별로 살펴보면, 전기・가스・수도 업, 건설업, 서비스업(이 중에서 운수・창고・통신업, 금융・보험・부동 산・사업서비스업, 사회・개인서비스업)이 고용증가세를 주도한 것으로 나타남.
전 산업의 투자증가율도 1 9 8 0년대 이후 감소세를 지속하고 있음. 외환위기 로 인해 1 9 9 0년대 후반에 투자증가율이 - 0 . 2 %를 보였다가 2 0 0 0년 이후 3 . 1 %로 확대되었으나 외환위기 이전에 비해 낮은 수준을 보이고 있을 뿐만
<표 1> 산업별 고용/투자/총요소생산성 증가율
단위：%
주：1) 투자(총고정자본형성)는 2 0 0 6년까지의 증가율임.
주：2) 총요소생산성의 측정방식은 김원규, “혁신주도형 경제와 총요소생산성”, e-KIET산업경제정보, 산업연 구원, 2004. 7. 26 참조.
주：3) 1 9 9 7 ~ 2 0 0 6년의 전 산업 순자본스톡은 통계청의 국부통계 추계결과 중 불변기준 유형고정자산을 사용 하였고 산업별 순자본스톡은 1 9 9 8 ~ 2 0 0 6년의 경우 경제활동별 생산자산 증가율을 1 9 9 8년의 산업별 순자본스톡에 적용하여 산출.
주：4) 총요소생산성 증가율 측정을 위한 연도별 노동소득분배율은 피용자보수/ (고정자본소모+요소소득) 비 율에 ( 1 +비임금근로자/임금근로자* ( 1 / 2 ) )를 곱하여 산출.
1 9 8 1 ~ 2 0 0 7 1 9 8 1 ~ 1 9 9 0 1 9 9 1 ~ 1 9 9 5 1 9 9 6 ~ 2 0 0 0 2 0 0 1 ~ 2 0 0 7
고 용
전 산업 2 . 0 2 . 8 2 . 5 0 . 7 1 . 5
농림어업 - 3 . 6 - 3 . 6 - 5 . 8 - 1 . 4 - 3 . 7
광 업 - 6 . 9 - 4 . 4 - 1 9 . 9 - 8 . 2 0 . 8
제조업 1 . 2 6 . 2 - 0 . 4 - 2 . 3 - 0 . 6
전기・가스・수도업 2 . 5 4 . 8 0 . 0 - 1 . 8 4 . 3
건설업 3 . 0 4 . 8 7 . 3 - 3 . 8 2 . 3
서비스업 4 . 3 5 . 2 5 . 8 3 . 0 2 . 7
도소매・음식・숙박업 2 . 9 4 . 1 5 . 8 2 . 0 - 0 . 1
운수・창고・통신업 3 . 3 4 . 1 3 . 1 3 . 2 2 . 5
금융・보험・부동산・사업서비스업 8 . 7 1 1 . 0 1 1 . 8 5 . 0 5 . 9
사회・개인서비스업 4 . 8 5 . 9 4 . 2 3 . 5 4 . 6
투 자
전 산업 7 . 2 1 2 . 4 9 . 5 - 0 . 2 3 . 1
농림어업 3 . 2 1 0 . 9 3 . 9 - 3 . 1 - 4 . 2
광 업 - 1 . 7 3 . 1 - 1 0 . 3 - 5 . 3 1 . 1
제조업 8 . 5 1 5 . 7 5 . 5 1 . 0 6 . 0
전기・가스・수도업 4 . 8 2 . 6 1 9 . 7 1 . 8 - 0 . 4
건설업 3 . 3 1 2 . 0 3 . 0 - 7 . 5 - 0 . 9
서비스업 7 . 2 1 2 . 2 1 1 . 3 - 0 . 4 2 . 5
도소매・음식・숙박업 7 . 2 1 3 . 1 7 . 2 4 . 8 - 0 . 2
운수・창고・통신업 6 . 5 9 . 1 1 4 . 5 6 . 0 - 3 . 4
금융・보험・부동산・사업서비스업 7 . 4 1 4 . 9 1 1 . 5 - 7 . 8 5 . 6
사회・개인서비스업 7 . 4 9 . 8 9 . 6 6 . 1 3 . 1
총 요 소 생 산 성
전 산업 2 . 5 2 . 9 1 . 8 1 . 7 2 . 8
농림어업 3 . 2 3 . 0 5 . 0 1 . 8 3 . 2
광 업 - 0 . 6 3 . 5 - 2 . 6 2 . 1 - 6 . 9
제조업 4 . 6 3 . 9 3 . 4 6 . 3 5 . 1
전기・가스・수도업 2 . 8 6 . 4 - 0 . 4 1 . 4 1 . 1
건설업 1 . 7 4 . 6 - 3 . 2 0 . 3 2 . 2
서비스업 0 . 7 1 . 3 - 0 . 3 - 0 . 5 1 . 5
도소매・음식・숙박업 1 . 0 1 . 5 - 2 . 6 1 . 1 2 . 9
운수・창고・통신업 3 . 1 2 . 9 2 . 5 3 . 5 3 . 5
금융・보험・부동산・사업서비스업 - 1 . 2 0 . 4 - 2 . 6 - 3 . 4 - 0 . 9
사회・개인서비스업 - 0 . 8 - 0 . 8 0 . 2 - 2 . 0 - 0 . 6
아니라 경제성장률을 하회하고 있음.
- 특히, 2000년 이후의 투자증가율을 산업별로 살펴보면, 제조업, 금융보 험・부동산・사업서비스업, 사회・개인서비스업이 전 산업의 투자증가율을 주도한 것으로 나타남.
이처럼 2 0 0 0년 이후 총요소생산성 증가율이 1 9 9 0년대 전반에 비해 높은 수준을 보인 반면, 투자증가율과 고용증가율은 낮은 수준을 벗어나지 못하 고 있음.
- 이는 2 0 0 0년 이후 우리 경제가 혁신주도형 경제로 이행하고 있는 가운데 경제전체의 혁신 강화가 투자 증대와 고용창출 확대로 원활하게 연계되 지 못하고 있음을 의미함.
산업별 자료에 의한 고용/투자/총요소생산성 증가율의 관계분석
1 9 8 2 ~ 2 0 0 6년의 기간과 9개 대분류 산업을 대상으로 고용증가율과 투자증 가율 및 총요소생산성 증가율의 관계를 고정효과모형(fixed effect model) 에 의해 추정한 결과에 따르면,
- 투자증가율은 고용증가율에 5% 유의수준에 긍정적인 영향을 미치는 것 으로 나타났고 총요소생산성 증가율은 5% 유의수준에서 고용증가율에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타남.4 )
- 이처럼 총요소생산성 증가율이 고용증가율에 부정적인 영향을 미치는 것 은 1 9 8 0년대 이후의 기술혁신이 노동절약형이나 숙련편향적 성격이거나 신제품의 개발(product innovation)보다는 공정혁신 ( p r o c e s s innovation) 주도로 이루어진 데 기인할 수 있음.
한편, 외환위기 이전과 이후의 투자증가율 또는 총요소생산성 증가율이 고
4) 고용증가율 함수 추정 시 투자증가율과 총요소생산성 증가율의 상관관계로 인한 다중공선성( m u l t i - collinearity) 문제가 발생할 수 있으므로 투자증가율과 총요소생산성 증가율의 관계를 고정효과모형에 의해 추정해 본 결과(표 2 참조) 양자 간의 유의적인 관계를 발견하기 어려웠음.
용증가율에 미치는 영향이 상이한지를 살펴보기 위해 모형2를 추정한 결과 에 따르면,
- 투자증가율이 고용증가율에 미치는 영향은 10% 유의수준에서도 외환위 기 이전과 이후가 상이하지 않은 것으로 나타났음. 반면에, 총요소생산성
<표 2> 고용증가율과 투자증가율 및 총요소생산성 증가율의 관계
기본모형：∆l n E M Pi t= a 0 + a 1*∆l n E M Pi t - 1+ a2 *∆l n G C Fi t+ a3 *∆l n T F Pi t+ T E + I E + ei t
주：1) 추정모형에서 E M P는 취업자 수, GCF는 총고정자본형성(불변기준), TFP는 총요소생산성, TE는 시간더미, IE는 산업더미를 나타냄.
주：2) DUM9806, DUM9801, DUM0206은 1 9 9 8 ~ 2 0 0 6년, 1998~2001년, 2002~2006년의 기간에 대 한 더미변수(해당기간은“1”의 값을, 나머지 기간에는“0”의 값을 부여)임.
주：3) *, * *, * * *는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의적임을 나타내고 D W는 더빈왓슨 통계치, ( ) 안은 t값 을 나타냄.
주：4) 더미변수를 이용한 추정 시 전기의 고용증가율에 대한 더미변수를 사용하여 추정한 결과도 상기의 추정결과와 유사한 것으로 나타남.
종속변수：▵l n E M Pi t 종속변수:
▵l n G C Fi t
기본모형 모형2 모형3 모형4
상수항 0 . 0 1 6 3* * *
( 2 . 8 5 )* * *
0 . 0 1 8 6* * * ( 3 . 0 7 )* * *
0 . 0 1 9 4* * * ( 3 . 1 2 )* * *
0 . 0 1 9 1* * * ( 3 . 2 7 )* * *
0 . 0 5 1 0* * * ( 5 . 4 7 )* * *
▵l n E M Pi t - 1
0 . 1 8 5 5* **
( 2 . 2 1 )* * *
0 . 1 6 5 0* **
( 2 . 0 8 )* * *
0 . 1 6 8 3* * ( 2 . 0 2 )* *
0 . 1 7 4 9* **
( 2 . 1 2 )* * * -
▵l n G C Fi t
0 . 0 7 3 0* **
( 2 . 0 3 )* * *
0 . 0 8 8 7** * ( 1 . 9 6 )* * *
0 . 0 8 9 9* * ( 1 . 9 8 )* *
0 . 0 9 1 5* **
( 2 . 4 1 )* * * -
▵l n T F Pi t
- 0 . 3 5 8 9* **
( - 2 . 4 3 )* * *
- 0 . 6 6 0 2* * * ( - 4 . 9 5 )* * *
- 0 . 6 5 7 0* * * ( - 4 . 8 8 )* * *
- 0 . 6 1 8 2* * * ( - 4 . 9 3 )* * *
- 0 . 0 6 9 6* * * ( - 0 . 6 6 )* * *
▵l n G C Fi t* D 9 8 0 6 - - 0 . 0 3 9 5* * *
( - 0 . 4 4 )* * * - - -
▵l n T F Pi t* D 9 8 0 6 - 0 . 5 2 3 6* * *
( 2 . 7 9 )* * * - - -
▵l n G C Fi t* D 9 8 0 1 - - 0 . 0 0 1 5* * *
( 0 . 0 2 )* * * - -
▵l n T F Pi t* D 9 8 0 1 - - 0 . 2 1 5 4* * *
( 0 . 7 6 )* * * - -
▵l n G C Fi t* D 0 2 0 6 - - - 0 . 1 8 5 5* * *
( - 1 . 3 0 )* * *
- 0 . 1 8 6 8* * *
( - 1 . 3 3 )* * * -
▵l n T F Pi t* D 0 2 0 6 - - 0 . 5 5 7 3* * *
( 2 . 9 2 )* * *
0 . 5 1 8 8* * *
( 2 . 8 2 )* * * -
표본 수 2 2 5 2 2 5 2 2 5 2 2 5 2 3 4
조정결정계수 0 . 3 9 3 0 0 . 4 3 5 8 0 . 4 3 8 5 0 . 4 4 1 9 0 . 2 2 5 0
D W 2 . 0 1 1 . 9 3 1 . 9 5 1 . 9 7 2 . 2 1
증가율이 고용증가율에 미치는 부정적인 영향은 크게 감소하는 것으로 나타남.
또한 투자증가율 또는 총요소생산성 증가율이 고용증가율에 미치는 영향이 외환위기 이전과 비교할 때 1 9 9 8 ~ 2 0 0 1년의 기간과 2 0 0 2 ~ 2 0 0 6년의 기간 에 상이하게 나타나는지를 검정하기 위해 모형3을 추정함.5 )
- 추정결과에 따르면, 투자증가율의 고용증가율에 대한 긍정적인 효과는 외환위기 이전의 기간과 비교할 때 1 9 9 8 ~ 2 0 0 1년의 기간과 2 0 0 2 ~ 2 0 0 6년의 기간 간에 통계적으로 차이가 없는 것으로 나타남.
- 그러나 총요소생산성 증가율이 고용증가율에 미치는 부정적인 영향은 외 환위기 이전과 비교하여 1 9 9 8 ~ 2 0 0 1년의 경우 통계적인 차이를 보이지 않으나 2 0 0 2 ~ 2 0 0 6년의 경우 1% 유의수준에서 크게 감소하는 것으로 나타남.
이러한 추정결과가 시사하는 바는 첫째, 투자증가율은 기간에 관계없이 고 용증가율에 긍정적인 영향을 미치고 있다는 것이고,
- 둘째, 총요소생산성 증가율이 고용증가율에 미치는 부정적인 영향은 2 0 0 2년 이후 크게 감소하여 결과적으로 총요소생산성 증가율은 고용증 가율에 어떤 영향도 미치지 않는다는 것임.6 )
특히, 고용의 투자탄력성에 변화가 없는 가운데 2 0 0 0년 이후 투자부진이 지 속되고 있다는 점에서 투자증가율의 둔화 자체가 고용증가율의 둔화에 영향 을 미친 것으로 판단됨.
- 반면에, 2000년 이후 총요소생산성 증가율이 1 9 9 0년대에 비해 확대되고 있고 총요소생산성 증가율이 더 이상 고용증가율에 부정적인 영향을 미
5) 1 9 9 8 ~ 2 0 0 1년과 2 0 0 2 ~ 2 0 0 6년의 기간으로 구분한 것은 전자의 경우 외환위기의 충격과 I C T버블붕괴 등을, 후자의 경우는 중국의 W T O가입, 신용카드사태 등을 각각 별도로 고려하기 위함임.
6) 1 9 9 2 ~ 2 0 0 6년의 자료를 사용하여 추정한 결과에 따르면, 총요소생산성 증가율이 고용증가율에 미치는 부정적인 효과는 10% 수준에서도 통계적 유의성이 없는 것으로 나타남.
치지 않는다는 관점에서 2 0 0 0년 이후 총요소생산성 증가율의 확대는 최 소한 고용증가율에 부정적인 영향을 미치지는 않았다고 할 수 있음.
거시 자료에 의한 고용/투자/총요소생산성 증가율의 관계분석
산업별 자료를 이용한 추정결과는 투자증가율이 고용증가율에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났고 총요소생산성 증가율은 고용증가율에 기 간에 따라서 부정적 영향을 미치거나 유의적인 효과를 갖지 않는 것으로 나타났음.
- 또한 총요소생산성 증가율은 투자증가율에도 유의적인 효과를 미치지 않 는 것으로 나타났음.
이러한 산업별 자료에 기초하여 추정한 결과는 산업 간 연관관계를 고려하 지 못하는 한계가 있으므로 이를 경제전체에 대한 효과분석으로 간주하는 것은 다소 문제가 있음.
- 예를 들어, 제조업 또는 서비스산업의 투자 및 혁신활동이 산업연관관계 에 기초하여 여타 산업의 투자 또는 혁신활동에 영향을 미칠 수 있기 때 문임.
- 산업별 자료를 이용한 효과는 각 개별산업의 효과들에 대한 평균개념이 므로 이러한 산업 간 관계를 고려하지 못함.
이러한 문제를 회피하기 위해 거시자료를 사용하여 추정해 볼 필요가 있음.
- 본 자료에서는 1 9 7 0 ~ 2 0 0 7년의 연도별 자료를 사용하여 총요소생산성 증가율(DTFP), 투자증가율(DGCF), 고용증가율(DEMP) 등 세 변수로 구성된 벡터자기회귀모형(vector autoregression model)을 추정7 )하고 충격반응함수(impulse response function)를 도출함.
- 우선, 총요소생산성 증가율 충격은 산업별 자료를 사용한 경우와는 달리
7) Akaike 또는 Schwartz 기준에 따라 2기전까지의 시차변수를 사용함.
투자증가율에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났고 고용증가율에는 정의 효과를 미치나 유의성이 다소 떨어지는 것으로 나타남.9)
- 투자증가율 충격은 산업별 자료를 사용한 경우와 유사하게 고용증가율에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타남.
한편, Kim, Lim and Park(2008)10)에서는 우리나라의 1985~2002년 분기 별 자료를 사용하면서 총요소생산성 증가율과 노동(총근로시간)증가율로 구성된 구조적(Structural) VAR모형을 추정함.
8) 실선은 충격반응함수, 점선은 신뢰구간을 나타냄.
9) 그러나 총요소생산성 증가율과 고용증가율로 구성된 2변수 VAR모형에 따르면, 총요소생산성 증가율은 고용증가율에 정의 효과를 미치는 것으로 나타남.
10) Kim, Sangho, Hyunjoon Lim and Donghyun Park(2008), “Productivity and Employment in a Developing Country,”ERD Working Paper No. 116, Asian Development Bank, June.
<그림 1> 충격반응함수8)
Response to Cholesky One S.D. Innovations±2S.E.
.03 .02 .01 .00 -.01 -.02 -.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DTFP to DTFP
.03 .02 .01 .00 -.01 -.02 -.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DTFP to DGCF
.03 .02 .01 .00 -.01 -.02 -.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DTFP to DEMP
.12 .08 .04 .00 -.04
-.081 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DGCF to DTFP Response of DGCF to DGCF Response of DGCF to DEMP
.03 .02 .01 .00
-.011 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .03 .02 .01 .00
-.011 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .03 .02 .01 .00
-.011 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DEMP to DTFP Response of DEMP to DGCF Response of DEMP to DEMP
.12 .08 .04 .00 -.04
-.081 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .12 .08 .04 .00 -.04
-.081 2 3 4 5 6 7 8 9 10
- 추정결과에 따르면, 기술충격(technology shock)은 3분기 후부터 노동 에 긍정적인 영향을 미치기 시작하여 6분기 후부터는 긍정적인 효과가 일정하게 유지되는 것으로 나타남.
산업별 자료와 거시자료를 사용한 추정결과들이 시사하는 바는 첫째, 고용 의 투자탄력성은 최근에 하락했다고 할 수 없고 따라서 투자의 증대가 고용 의 증대로 연결될 수 있다는 것임.
- 둘째, 총요소생산성의 증대는 개별산업들의 평균적인 의미에서 고용증대 에 부정적 효과를 미칠 수도 있으나 경제전체의 차원에서는 고용창출에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 것임.1 1 )
- 셋째, 총요소생산성의 향상은 개별산업들의 평균적인 의미에서 투자의 증대에 어떤 영향을 미친다고 할 수 없으나 경제전체의 차원에서는 투자 증대에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 것임.1 2 )
시사점
고용증가율과 투자증가율 및 총요소생산성 증가율의 관계를 추정해 본 결 과, 투자활성화 및 혁신강화가 경제전체의 고용창출 확대에 기여할 수 있는 것으로 나타남.
- 또한 총요소생산성 증가율과 투자증가율 간의 정의 관계에 기초할 때 혁 신강화가 투자활성화에 기여할 수 있는 것으로 나타남.
성장잠재력 확충을 위해 투자활성화는 매우 중요한 과제임에는 틀림없으나
11) 예를 들어, 어느 산업에서 공정혁신 등 노동절약형 기술혁신이 발생했을 경우 해당산업의 고용창출 유 인은 축소되나, 생산성은 향상됨에 따라 이를 중간재 또는 자본재로 사용하는 여타산업의 생산성과 부 가가치가 증대됨으로써 여타산업의 고용창출 유인이 확대될 수 있음. 또한 이원영( 2 0 0 8 )에서 언급된 보상이론(compensation principle)에 따르면, 단기적으로 제품혁신이나 공정혁신으로 인해 실업의 문 제가 발생할 수도 있지만 장기적으로는 혁신이 새로운 시장과 산업을 창출하고 더 많은 일자리를 창출 할 수 있음(이원영, 「기술혁신의 경제학」, 생능출판사, 2008, pp. 134~136).
12) 예를 들어, 어느 산업에서 R & D투자 확대 등을 통한 총요소생산성의 향상은 해당산업의 물적 투자의 여 력을 감소시킬 수 있으나 여타산업의 신기술 활용 및 투자를 확대시킬 수 있음.
우리 경제가 현재 지식・혁신주도형 경제로 이행하고 있고 과거와 같은 물적 투자 중심의 투자활성화는 장기적인 관점에서 한계가 있을 수 있음.
- 또한 2 0 0 7년 현재 우리나라의 국내총투자율은 총저축률( 3 0 . 6 % )에 매우 근접한 수준( 2 9 . 4 % )을 보이고 있는데, 향후 총저축률이 상승추세로 전 환되기는 어려운 측면이 있고 경상수지 적자기조로의 전환을 감내하면서 까지 국내총투자율을 제고하기에는 많은 부담이 따를 수 있음.
이러한 상황 속에서 투자활성화는 혁신주도형 경제라는 경제패러다임에 걸 맞은 방식으로 추진될 필요가 있다고 할 수 있음.
- 혁신주도형 경제하의 투자활성화는 경제전체의 혁신강화 및 기업가정신 의 제고를 통해 자본의 한계생산성을 향상시키고 생산함수의 외연을 확 장함으로써 투자증가율과 경제성장률을 동시에 확대하는 것이라고 할 수 있음.
- 즉, 기술혁신으로 생산함수가 확장되면 저축률은 현 수준에서 일정하다 하더라도 저축 자체는 증대될 수 있고 현재의 자본스톡하에서 자본의 한 계생산성이 확대됨으로써 투자도 증대되면서 성장이 확대될 수 있음.
이처럼 자본의 한계생산성 증대를 통한 투자활성화를 도모하기 위해서는 특 히 신기술의 개발과 사업화 촉진을 위한 정부의 전략적인 R & D지원 확대 및 효율성 제고가 필요하고 기업가정신의 함양을 위한 규제개혁의 지속적 추진 및 실효성 제고 노력이 필요함.
또한 우리 경제는 현재 투자확대를 위한 대내외 여건이 매우 불리한 상황에 처해 있음. 국제유가 및 원자재가격이 높은 수준을 지속하고 있을 뿐만 아니 라 원/달러 환율도 높은 수준을 나타내고 있고, 이에 따라 물가상승압력이 그 어느 때보다 높다고 할 수 있음.
- 이러한 상황에서 기업이 적극적으로 투자를 확대하기에는 용이하지 않으 며 투자의 활성화를 위해서는 무엇보다 거시경제의 안정이 매우 중요하
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다고 할 수 있음.
한편, 대외개방의 급속한 확대, 글로벌 생산체제의 구축을 위한 해외투자의 확대, 경쟁력 확보를 위한 오프쇼어링의 확대추세 등 세계화의 급속한 진전 이 불가피한 추세임.
- 이러한 추세가 경제전체의 고용창출 확대에 부정적인 영향을 미치지 않 도록 적극적 노동시장정책(active labor market policy)의 강화를 통하 여 노동시장의 유연안정성( f l e x i c u r i t y )을 확보할 필요가 있음.
김 진 웅
(부연구위원・산업경쟁력실) [email protected]
(02-3299-3079)
김 원 규
(선임연구위원・산업경쟁력실) [email protected]
(02-3299-3186)
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