수직적 해외직접투자의 결정요인 분석:
한국의 사례를 중심으로
조 성 택
*본 논문에서는 한국기업을 대상으로 수직적 FDI의 결정요인을 분석하였다. 이를 위해 2006～2013년 기간 동안 한국의 해외진출기업을 대상으로 실증분석을 수행하 였다. 본 연구에서의 수직적 FDI의 정의는 현지법인의 총매출액 중 모기업으로의 수 출비중을 기준으로 설정하였으며, 분석 결과 순수한 수직적 FDI의 기존 이론과 부합 하는 결론이 도출되었다.
기존 이론은 수직적 FDI와 요소가격 차이의 관계에 주목하고 있는데, 본 연구 결 과 모기업과 투자국의 임금격차가 클수록 순수한 수직적 FDI가 이루어지는 것으로 도출되어 선행연구를 뒷받침하고 있다. 동태패널, 로짓, 다항로짓 그리고 순서형 로 짓 모델에 있어서 모두 유사한 결과를 나타내 결과의 일치성이 있다는 것을 확인할 수 있다.
핵심주제어: 순수 수직적 FDI, 기업내 무역 JEL 번호 : F14, F21, F23
․논문접수일 : 2018년 4월 23일, 심사 및 수정일 : 2018년 5월 17일, 게재확정일 : 2018년 6월 11일.
* 고려대학교 경제학과 박사과정, 주소 : 서울 성북구 안암로 145 고려대학교, E-mail : nsunion@
korea.ac.kr.
국문초록
the way in which students can choose, and raised the need for equity incareer education.
Keywords : youth unemployment, career education in junior colleges, 2013GOMS1, Blind spot in career education
JEL Codes : J6, 12
Ⅰ. 서 론
최근 들어 전 세계적으로 수출품의 부가가치 중 자국에서 생산하는 국내부 가가치(Domestic Value Added)의 비중이 지속적으로 감소하는 추세를 나타 내고 있다. 특히, 한국의 경우 여타국에 비해 국내부가가치 비중이 낮은 수준 이며, 최근 하락하는 정도 역시 높게 나타나고 있다(최낙균·박순찬, 2015).
Choi and Park(2016)에 의하면 이러한 현상은 무역 및 투자가 자유화됨에 따라 경쟁이 첨예화되면서 생산공정과 직무에 특화하는 국제 생산네트워크가 자리 잡게 되었기 때문이다. 그러나 이러한 일련의 현상을 야기하고 있는 원 인 중의 하나인 수직적 FDI의 결정요인에 대한 실증연구는 이론적 기반이 충 실함에도 불구하고 자료의 한계로 제한적으로만 이루어지고 있다. 현재 정립 된 FDI 결정요인에 따르면 다국적기업은 다음의 두 가지 요인에 의해 FDI를 결정하게 된다.
다국적기업은 투자유치국(host country)의 풍부하고 저렴한 생산요소를 활 용하여 제품을 생산하는 현지공장을 투자유치국에 설립함으로써 이윤을 극대 화할 수 있으므로 FDI를 결정한다는 것이 첫 번째 요인이다. 일반적으로 이를 수직적 FDI 혹은 생산효율추구형 투자(Factor Proportions FDI)라고 하며, Helpman(1984, 1987)과 Helpman and Krugman(1987)에 의해 정립되었다.
두 번째 요인은 다국적기업은 현지생산을 통해 투자유치국에 상품을 직접 공급함으로써 높은 무역비용(운송비, 관세, 보험 및 보관비용 등)을 회피할 수 있기 때문에 FDI를 결정하게 된다는 것이다. 이를 수평적 FDI 혹은 시장추구 형 투자(Market Access FDI)라고 하며, Brainard(1993 a, b), Markusen(1995), Hanson et al.(2001) 등의 연구가 대표적이다.
그러나 현실적으로 FDI는 앞에서 설명한 두 가지 요인 모두에 의해 영향을 받으므로 투자유치국의 생산요소만을 활용하기 위한 FDI(pure vertical FDI) 와 투자유치국의 시장 접근만을 위한 FDI(pure horizontal FDI)로 명확하게 구분하기가 어렵다. 즉, Markusen et al.(1996)과 Markusen(1997)이 설명한 지식-자본모델(Knowledge-Capital Model)에서와 같이 다국적기업은 투자유
치국의 풍부한 생산요소의 활용과 시장 접근 등을 모두 고려하여 투자를 결정 한다. 물론 Ekholm et al.(2003)에서와 같이 현지공장에서 생산된 제품의 다수 가 제3국으로 수출(export platform)되는 경우 역시 두 가지 요인 모두가 고려 된 투자라고 평가할 수 있다.
이와 같이 FDI의 결정요인에 대한 이론이 다양함에 따라 이를 바탕으로 이루어진 실증분석 결과 역시 상이하게 나타나고 있다. 실제 Braconier et al.(2005), Davies(2008)에 의하면 국가 간 숙련노동(skilled labor)에 대한 부 존도의 상대적 차이가 클수록, 즉 투자유치국에 비숙련노동에 대한 부존도가 높을수록 다국적기업은 이러한 투자유치국에서 생산활동을 활발하게 하는 것으로 분석되었다.
이와 달리 Brainard(1993 b), Brainard(1997), Lipsey(1999)는 투자국의 경제 수준, 투자유치국의 시장 규모, 무역비용을 FDI의 주요 결정요인으로 분석하 였다. 추가하여 투자유치국의 요소부존량인 숙련노동이 풍부할수록 FDI가 이 루어진다는 상반된 분석 결과도 보고되었다(Brainard, 1993 a; Markusen and Maskus, 2002; Blonigen et al., 2003). 한편, Carr et al.(2001)과 Egger and Pfaffermayr(2004)는 양국의 시장 규모와 양국 간 경제 유사성 및 요소부존량 의 차이 등이 주요 결정요인이라고 설명한다.
이론모형과 실증분석 결과가 다르게 분석된 경우도 존재한다. Braconier et al.(2005)은 1986년부터 1998년까지의 스웨덴과 미국의 기업자료를 통해 수직 적·수평적 FDI 결정요인을 분석하였다. 분석 결과 현지매출 기업과 본국 (home country)으로 수출하는 기업들 모두 숙련노동의 임금이 FDI에 양(+)의 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 저렴한 임금이 수직적 FDI의 주 요 동기라는 사실과 부합하지 않는다. Anselm(2010)은 기업의 FDI 결정요인 을 독일 기업자료를 통해 분석하였다. 분석 결과 임금 수준이 수평적·수직적 FDI에 유의한 영향을 주지 못하였다. Miroudot and Ragoussis(2008)는 수평 적 FDI의 결정요인인 현지시장 규모인 GDP가 수직적 FDI에 양(+)의 영향을 주는 것으로 나타났다.
이렇듯 분석 결과가 서로 다르거나 이론과 정확히 일치하지 않는 것은 대부 분의 연구가 기업 수준이 아닌 산업 혹은 국가 수준의 FDI 자료를 이용하여
Ⅰ. 서 론
최근 들어 전 세계적으로 수출품의 부가가치 중 자국에서 생산하는 국내부 가가치(Domestic Value Added)의 비중이 지속적으로 감소하는 추세를 나타 내고 있다. 특히, 한국의 경우 여타국에 비해 국내부가가치 비중이 낮은 수준 이며, 최근 하락하는 정도 역시 높게 나타나고 있다(최낙균·박순찬, 2015).
Choi and Park(2016)에 의하면 이러한 현상은 무역 및 투자가 자유화됨에 따라 경쟁이 첨예화되면서 생산공정과 직무에 특화하는 국제 생산네트워크가 자리 잡게 되었기 때문이다. 그러나 이러한 일련의 현상을 야기하고 있는 원 인 중의 하나인 수직적 FDI의 결정요인에 대한 실증연구는 이론적 기반이 충 실함에도 불구하고 자료의 한계로 제한적으로만 이루어지고 있다. 현재 정립 된 FDI 결정요인에 따르면 다국적기업은 다음의 두 가지 요인에 의해 FDI를 결정하게 된다.
다국적기업은 투자유치국(host country)의 풍부하고 저렴한 생산요소를 활 용하여 제품을 생산하는 현지공장을 투자유치국에 설립함으로써 이윤을 극대 화할 수 있으므로 FDI를 결정한다는 것이 첫 번째 요인이다. 일반적으로 이를 수직적 FDI 혹은 생산효율추구형 투자(Factor Proportions FDI)라고 하며, Helpman(1984, 1987)과 Helpman and Krugman(1987)에 의해 정립되었다.
두 번째 요인은 다국적기업은 현지생산을 통해 투자유치국에 상품을 직접 공급함으로써 높은 무역비용(운송비, 관세, 보험 및 보관비용 등)을 회피할 수 있기 때문에 FDI를 결정하게 된다는 것이다. 이를 수평적 FDI 혹은 시장추구 형 투자(Market Access FDI)라고 하며, Brainard(1993 a, b), Markusen(1995), Hanson et al.(2001) 등의 연구가 대표적이다.
그러나 현실적으로 FDI는 앞에서 설명한 두 가지 요인 모두에 의해 영향을 받으므로 투자유치국의 생산요소만을 활용하기 위한 FDI(pure vertical FDI) 와 투자유치국의 시장 접근만을 위한 FDI(pure horizontal FDI)로 명확하게 구분하기가 어렵다. 즉, Markusen et al.(1996)과 Markusen(1997)이 설명한 지식-자본모델(Knowledge-Capital Model)에서와 같이 다국적기업은 투자유
FDI의 결정요인을 분석함에 따라(Miroudot and Ragoussis, 2008) FDI의 성 격을 구분할 수 없고 현지법인에 대한 특성 요인을 반영할 수 없기 때문으로 생각된다.
본 연구의 목적은 이러한 문제점을 보완하여 한국 다국적기업의 수직적 FDI 결정요인을 실증적으로 분석하여 관련 이론들을 검증하는 것이다. 이에 따라 본 연구에서는 2006～2013년 중 해외에 위치한 한국의 현지법인을 분석 대상으로 하여 자료에 대한 제약을 극복하고자 하였다.
즉, 한국 모기업과 현지법인 간의 매출구조를 이용하여 수직적 FDI를 정의 하였고 실증분석 모형에 현지법인의 특성을 반영하였다. 또한 앞에서 설명한 바와 같이 최근 중요한 이슈인 국제 생산네크워크 형성에 큰 영향을 주고 있 는 수직적 FDI에 초점을 맞추고자 한다. 특히 수직적 FDI의 대표적인 현상인 대북투자(개성공단) 역시 분석자료에 포함하여 기존 연구에서 사용하고 있는 자료와 차별화하였다.
이 연구의 구성은 다음과 같다. 우선 Ⅱ장에서는 분석자료를 기초로 한국 FDI 현황을 제시하며 이를 통해 순수한 수직적 FDI를 조망하고자 한다. 다음 으로 Ⅲ장에서는 분석모형과 자료에 대한 설명을 하였으며, Ⅳ장에서는 분석 결과를 제시한다. 마지막으로 Ⅴ장에서는 연구 결과를 간략하게 요약하며 시 사점 및 한계점에 대해 논의한다.
Ⅱ. 한국의 수직적 FDI
한국수출입은행의 해외투자통계에 따르면 한국의 다국적기업은 ① 현지시 장 진출, ② 보호무역 타개, ③ 저임 활용, ④ 원자재 확보, ⑤ 수출 촉진, ⑥ 선 진기술 도입, ⑦ 자원개발, ⑧ 제3국 진출 등을 목적으로 해외에 투자를 하는 것으로 조사되었다. 이 중 현지시장 진출과 보호무역 타개를 위한 FDI는 수평 적 FDI로, 저임 활용, 원자재 확보, 수출 촉진을 위한 FDI는 수직적 FDI로 정 의할 수 있다. 이 기준을 이용하여 최근 10년간 한국의 FDI 추이를 살펴보면
수평적 FDI는 전체 FDI의 40% 수준을 등락하는 것과 달리 수직적 FDI의 비 중은 감소하는 추이를 가진다. 특히 최근 수직적 FDI는 전체 투자의 10% 수 준으로 저조한 상황이다.
<그림 1> 한국의 연도별 해외투자 추세
자료 : 수출입은행 해외투자통계(http://211.171.208.92/odisas.html).
주 : 해외투자는 좌측에 표시되어 있고 그 비율은 우측에 표시되어 있음.
이는 수직적 FDI로 정의할 수 있는 저임 활용과 수출 촉진을 위한 FDI가 최근 감소하고, 현지시장 진출을 위한 FDI가 크게 증가하였기 때문이다. 실제 전체 FDI에서 저임 활용을 위한 FDI가 차지하는 비중은 2006년 9%에서 2015 년 3%로, 수출 촉진을 위한 FDI가 차지하는 비중은 2006년 17%에서 2015년 6%로 크게 감소한 것과 달리 현지시장 진출을 위한 FDI가 차지하는 비중은 2006년 31%에서 2015년 48%로 크게 증가하였다.
이 외에 시점별로 변화가 크게 나타나고 있는 투자목적은 자원개발과 제3 국 진출이다. 자원개발을 위한 FDI 비중은 2006년 14%에서 2009년과 2012년 각각 28%와 29%로 크게 증가한 이후 2015년 16%로 큰 폭의 하락을 하였다.
이는 에너지 및 주요 자원에 대한 수입 의존이 높은 한국이 이 시기에 석유공 사, 가스공사, 광물자원공사 등 에너지 공기업을 중심으로 해외자원개발 투자 를 활발하게 진행하였기 때문으로 생각된다.
다음으로 제3국 진출을 위한 FDI 비중 역시 2006년과 2009년에 5%, 2012년 FDI의 결정요인을 분석함에 따라(Miroudot and Ragoussis, 2008) FDI의 성
격을 구분할 수 없고 현지법인에 대한 특성 요인을 반영할 수 없기 때문으로 생각된다.
본 연구의 목적은 이러한 문제점을 보완하여 한국 다국적기업의 수직적 FDI 결정요인을 실증적으로 분석하여 관련 이론들을 검증하는 것이다. 이에 따라 본 연구에서는 2006～2013년 중 해외에 위치한 한국의 현지법인을 분석 대상으로 하여 자료에 대한 제약을 극복하고자 하였다.
즉, 한국 모기업과 현지법인 간의 매출구조를 이용하여 수직적 FDI를 정의 하였고 실증분석 모형에 현지법인의 특성을 반영하였다. 또한 앞에서 설명한 바와 같이 최근 중요한 이슈인 국제 생산네크워크 형성에 큰 영향을 주고 있 는 수직적 FDI에 초점을 맞추고자 한다. 특히 수직적 FDI의 대표적인 현상인 대북투자(개성공단) 역시 분석자료에 포함하여 기존 연구에서 사용하고 있는 자료와 차별화하였다.
이 연구의 구성은 다음과 같다. 우선 Ⅱ장에서는 분석자료를 기초로 한국 FDI 현황을 제시하며 이를 통해 순수한 수직적 FDI를 조망하고자 한다. 다음 으로 Ⅲ장에서는 분석모형과 자료에 대한 설명을 하였으며, Ⅳ장에서는 분석 결과를 제시한다. 마지막으로 Ⅴ장에서는 연구 결과를 간략하게 요약하며 시 사점 및 한계점에 대해 논의한다.
Ⅱ. 한국의 수직적 FDI
한국수출입은행의 해외투자통계에 따르면 한국의 다국적기업은 ① 현지시 장 진출, ② 보호무역 타개, ③ 저임 활용, ④ 원자재 확보, ⑤ 수출 촉진, ⑥ 선 진기술 도입, ⑦ 자원개발, ⑧ 제3국 진출 등을 목적으로 해외에 투자를 하는 것으로 조사되었다. 이 중 현지시장 진출과 보호무역 타개를 위한 FDI는 수평 적 FDI로, 저임 활용, 원자재 확보, 수출 촉진을 위한 FDI는 수직적 FDI로 정 의할 수 있다. 이 기준을 이용하여 최근 10년간 한국의 FDI 추이를 살펴보면
에 10%, 2015년 20%로 꾸준히 증가하고 있다. 이는 앞에서 설명한 바와 같이 글로벌 생산네트워크의 활용이 최근 증가하였기 때문으로 생각된다.
<그림 2> 한국의 투자목적별 해외투자
단위 : %
2006 2009
2012 2015
자료 : 수출입은행 해외투자통계(http://211.171.208.92/odisas.html).
주 : “-”은 투자목적이 등록되지 않은 경우를 나타냄.
상기 8개의 투자목적은 해외직접투자 신고서상에 기록하는 투자목적으로 주요 투자목적 1개만을 기입하게 되어 있어 투자목적을 명확히 구분할 수 없 다. 따라서 현지법인의 매출 중 모기업으로의 매출이 차지하는 비중을 이용하 여 투자의 성격을 구분하도록 한다. 즉, 현지법인이 모두 모기업으로 수출하 는 경우를 순수 수직적 FDI라고 할 수 있다.
그리고 기준을 보다 완화하여 모기업으로의 매출비중이 50% 이상인 경우, 즉 현지법인 매출의 절반 이상을 모기업으로 수출하는 경우를 광의의 수직적 FDI로 정의하기로 한다.1)
현지법인의 매출비중을 이용한 경우 역시 해외직접투자 신고서상의 투자목 적과 유사한 수직적 투자 추이를 보이고 있다. 광의의 수직적 FDI(X≧50%) 가 한국의 전체 투자에서 차지하는 비중은 2006년 21%에서 2010년 33%까지 증가하였으나 최근 감소하여 2013년에 22%로 나타났다. 모기업으로의 매출 비중이 100%인 순수 수직적 FDI가 차지하는 비중 역시 2006년 11%에서 2007년 25%로 약 2배 이상 증가하였으나 이후 감소하여 2013년 11%로 나타 났다.
<그림 3> 기업내 수출비중에 따른 한국의 해외투자 추세
자료 : 수출입은행, 해외투자통계.
주 : X는 총매출에서 차지하는 기업내 무역 비율을 의미함.
이와 같이 한국의 FDI는 수평적 성격을 보다 많이 가지고 있어 한국의 해 외직접투자 결정요인을 국가별 자료를 이용하여 분석할 경우 수직적 FDI의 주요 변수인 요소부존량의 차이는 통계적으로 유의하지 않을 가능성이 높고,
1) 본 연구에서는 Markusen and Maskus(1999)와 같이 모기업과의 매출비중을 기준으로 수직적 FDI를 정의하였으며, 김대영이시영(2015)과 같이 그 비중을 50%에서 100%까지 구분하여 분 석하였다.
에 10%, 2015년 20%로 꾸준히 증가하고 있다. 이는 앞에서 설명한 바와 같이 글로벌 생산네트워크의 활용이 최근 증가하였기 때문으로 생각된다.
<그림 2> 한국의 투자목적별 해외투자
단위 : %
2006 2009
2012 2015
자료 : 수출입은행 해외투자통계(http://211.171.208.92/odisas.html).
주 : “-”은 투자목적이 등록되지 않은 경우를 나타냄.
상기 8개의 투자목적은 해외직접투자 신고서상에 기록하는 투자목적으로 주요 투자목적 1개만을 기입하게 되어 있어 투자목적을 명확히 구분할 수 없 다. 따라서 현지법인의 매출 중 모기업으로의 매출이 차지하는 비중을 이용하 여 투자의 성격을 구분하도록 한다. 즉, 현지법인이 모두 모기업으로 수출하 는 경우를 순수 수직적 FDI라고 할 수 있다.
오히려 수평적 FDI의 주요 요인인 시장 규모가 주요 결정요인으로 선택될 가 능성이 높다. 따라서 이 연구에서는 현지법인의 자료 중 수직적 FDI인 경우만 을 모아 수직적 FDI의 결정요인을 분석하고자 한다.
한편, 최근 한국의 수직적 FDI가 감소하는 현상은 수직적 FDI의 증가로 최 근 한국 수출의 국내부가가치 비중이 감소하고 있다는 것과 상반된다. 이는 투자뿐만 아니라 무역 역시 자유화됨에 따라 중간재에 대한 교역비용이 감소 하고 글로벌 아웃소싱이 증가하여 나타난 현상으로 설명할 수 있다. Antràs et al.(2013)에 따르면 투입요소에 대한 수요탄력성이 높은 다국적기업은 부가 가치 창출 규모가 큰 상류 부문(upstream)에 해당하는 투입요소를 글로벌 아 웃소싱을 통하여 조달하는 것으로 분석된다.
Ⅲ. 모델 설정과 분석자료
1. 모델 설정
Markusen and Maskus(1999)는 현지법인의 모기업으로의 수출비중을 기준 으로 수직적 FDI를 정의하였다. 이를 통해 지식-자본 모델(Knowledge-Capital Model)을 실증분석하였고 수평적·수직적 FDI의 이론적 모형을 지지하는 결 론을 도출하였다.
수직적 FDI 측면에서 임금 등이 가장 큰 결정요인으로 분석되었는데, 이는 Kumar(1994), Shatz(2004) 그리고 한국의 경우 Kim and Lee(2015) 등 타 연 구들에서도 동일하게 나타나고 있다. 즉, 모기업과 현지법인 간의 임금 수준 차이는 수직적 FDI의 주요 결정요인에 해당할 것이다.
그리고 Antràs(2003)와 Antràs and Helpman(2004)에 따르면 해외투자 시 기업 간 존재하는 불완전한 정보에 의해 홀드업(hold-up) 문제가 발생할 수 있 고, 이는 수직적 FDI를 통해 회피가 가능하므로 모기업의 특성은 수직적 FDI의 결정요인에 포함되어야 한다. 마지막으로 투자유치국이 투자에 얼마나 우호적
인지 역시 투자의 주요한 결정요인이므로 이 역시 분석모형에 고려하였다.
이러한 사항들을 고려하여 식(1)과 같이 독립변수에 임금 수준(lnω), 개별 기업의 특성(lnAC)과 투자유치국들(host countries)의 특성(lnHC)을 구분하 여 분석모형을 설정하였다.
ln
ln
ln ln
(1)여기에서
는 임금변수 벡터, AC는 개별 기업 특성 행렬, HC는 투자유치 국(host countries)의 특성 벡터를 의미한다. 이 외 ⅰ, j, t는 각각 현지법인, 투 자유치국(host country), 시간을 의미하며,
는 일반적이 오차항을 의미한다.개별 기업 특성은 다음의 사항을 고려하여 3개의 변수를 선정하였다. 수직 적 FDI 이론의 대표적인 연구인 Helpman(1984)이 설명한 바와 같이 현지법 인이 노동집약적인 산업일수록 저임금을 활용하기 위한 수직적 FDI가 활발하 게 이루어질 수 있다.
따라서 현지법인의 자본노동비율(lnkl)을 개별 기업 특성 행렬에 포함하도록 한다. 그리고 모기업의 기업 규모(lnsize)에 의해 투자의 규모가 영향을 받을 것 이므로 이 역시 개별 기업 특성 행렬에 포함하였다(Andrew, 2001; Andewi, 2015). 마지막으로 Antràs and Helpman(2004)에 따르면 모기업이 현지법인으 로부터 중간재를 조달할 경우 계약의 불완전성이 홀드업(hold up) 문제를 야 기할 수 있으며, 기업은 이를 피하기 위해 수직적 FDI를 결정할 가능성이 있 다. 홀드업 문제는 모기업의 자본투자 강도가 높은 재화에서 발생할 가능성이 크므로 현지법인의 고정자본투자(lninv)를 개별 기업 특성 행렬에 포함하였 다.2) 이와 같이 개별 기업 특성을 세분화할 경우 식(1)은 식(2)와 같이 나타낼 수 있다.
2) Antràs(2003)와 Antràs and Helpman(2004)에 의하면 자본투자 강도가 높을수록 홀드업 문제가 심화될 수 있기 때문에 현지법인에 대한 자본투자 정도가 강할수록 모기업은 수직적 FDI 전략 을 선택할 가능성이 커지게 된다. 따라서 현지법인에 대한 모기업의 자본투자 정도는 현지법인 과 모기업 간의 거래에 영향을 미칠 수 있다. 김대영이시영(2015)에 의하면 모기업의 초기 자 본투자는 현지법인의 고정자산에 대한 투자일 가능성이 가장 크며, 따라서 본 연구에서는 현지 법인의 고정자본투자를 홀드업 문제를 제어하기 위한 대용변수로 설정하였다.
오히려 수평적 FDI의 주요 요인인 시장 규모가 주요 결정요인으로 선택될 가 능성이 높다. 따라서 이 연구에서는 현지법인의 자료 중 수직적 FDI인 경우만 을 모아 수직적 FDI의 결정요인을 분석하고자 한다.
한편, 최근 한국의 수직적 FDI가 감소하는 현상은 수직적 FDI의 증가로 최 근 한국 수출의 국내부가가치 비중이 감소하고 있다는 것과 상반된다. 이는 투자뿐만 아니라 무역 역시 자유화됨에 따라 중간재에 대한 교역비용이 감소 하고 글로벌 아웃소싱이 증가하여 나타난 현상으로 설명할 수 있다. Antràs et al.(2013)에 따르면 투입요소에 대한 수요탄력성이 높은 다국적기업은 부가 가치 창출 규모가 큰 상류 부문(upstream)에 해당하는 투입요소를 글로벌 아 웃소싱을 통하여 조달하는 것으로 분석된다.
Ⅲ. 모델 설정과 분석자료
1. 모델 설정
Markusen and Maskus(1999)는 현지법인의 모기업으로의 수출비중을 기준 으로 수직적 FDI를 정의하였다. 이를 통해 지식-자본 모델(Knowledge-Capital Model)을 실증분석하였고 수평적·수직적 FDI의 이론적 모형을 지지하는 결 론을 도출하였다.
수직적 FDI 측면에서 임금 등이 가장 큰 결정요인으로 분석되었는데, 이는 Kumar(1994), Shatz(2004) 그리고 한국의 경우 Kim and Lee(2015) 등 타 연 구들에서도 동일하게 나타나고 있다. 즉, 모기업과 현지법인 간의 임금 수준 차이는 수직적 FDI의 주요 결정요인에 해당할 것이다.
그리고 Antràs(2003)와 Antràs and Helpman(2004)에 따르면 해외투자 시 기업 간 존재하는 불완전한 정보에 의해 홀드업(hold-up) 문제가 발생할 수 있 고, 이는 수직적 FDI를 통해 회피가 가능하므로 모기업의 특성은 수직적 FDI의 결정요인에 포함되어야 한다. 마지막으로 투자유치국이 투자에 얼마나 우호적
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(2)
여기에서 lnkl은 모기업의 자본노동비율, lnsize는 현지법인에 대한 모기업의 기업 규모, lninv는 현지법인의 고정자본투자를 의미한다.3) 종속변수인 lnFDI 는 모기업이 투자한 현지법인으로의 FDI이므로 식(2)는 패널 OLS를 통하여 분석이 가능하다. 그러나 모기업으로의 매출비중이 100%인 순수한 수직적 FDI(Pure vertical FDI)의 경우와 모기업으로의 매출비중이 50% 이상인 경우 만을 분석 대상으로 할 경우 한국의 모든 현지법인에 대한 자료를 사용하지 못한다는 한계가 존재한다.
따라서 종속변수를 수직적 FDI인 경우를 1, 그렇지 않은 경우를 0으로 변경 (
)하여 패널 이항로짓 분석을 추가로 실시하고자 한다. 마지막으로 수 직적 FDI를 어떻게 정의하느냐에 따라 분석 결과가 달라질 수 있으므로 이러 한 문제를 해결하기 위해 수직적 FDI에 순위(
)를 부여하고 패널 다항 로짓 분석 역시 추가하였다.즉, 모기업으로의 매출비중이 50% 미만인 경우(X<50%)를 기준(1의 값을 부여)으로 하여 75% 미만인 경우(50%≦X<75%)는 2의 값을, 100% 미만인 경우(75%≦X<100%)는 3의 값을, 순수 수직적 FDI인 경우(X=100%)는 4의 값을 부여한 패널 다항로짓 분석 역시 실시한다.
2. 자료
이 연구에서는 2006～2013년에 한국수출입은행에서 정기적으로 조사하고 있는 연간 사업실적보고서를 제출한 한국 다국적기업의 현지법인을 분석 대 상으로 하고 있다. 현지법인에 대한 자료는 연간 사업실적보고서에서 구하였 으며, 여기에 한국신용평가정보의 자료를 결합하여 모기업 자료를 구축하였 다. 연간 사업실적보고서와 한국신용평가정보의 통화 단위가 다르므로 단위
3) 구체적인 변수의 정의는 <표 4>에 설명하였다.
를 한국신용평가정보의 원 단위로 통일하였다. 그리고 금액변수의 경우 명목 금액으로 작성되어 있어 한국은행의 생산자물가지수를 이용하여 실질화하였 다. 앞서 설명했듯이 이 연구에서는 세 가지 종속변수를 이용한다. 첫 번째는 모기업의 현지법인에 대한 투자잔액으로 명목금액이다. 두 번째는 수직적 FDI 는 1, 그렇지 않으면 0의 값을 갖는 이항변수이며, 세 번째는 현지법인의 모기 업에 대한 매출비중이 50% 미만(X<50%)이면 1, 75% 미만(50%≦X<75%)이 면 2, 100% 미만(75%≦X<100%)이면 3, 100%(X=100%)이면 4의 값을 갖는 다항변수이다.
수직적 FDI 역시 세 가지로 정의하였다. 첫 번째는 협의의 수직적 FDI (X=100%)로 순수 수직적 FDI를 의미하며, 모기업에 대한 현지법인의 매출비 중이 100%인 경우이다. 두 번째는 광의의 수직적 FDI로 모기업에 대한 현지 법인의 매출비중이 50% 이상인 경우(X≧50%)이며, 세 번째는 첫 번째와 두 번째 정의의 중간인 현지법인의 매출비중이 75% 이상인 경우(X≧75%)이다.
모기업으로의 매출비중을 이용하여 수직적 FDI에 대한 현지법인 현황을 살펴 본 결과 <표 1>에서와 같이 협의의(순수한) FDI에 해당하는 현지법인은 전
총현지법인의 매출액 대비 모기업으로의 판매비율
X<50% 50%≦X<75% 75%≦X<100% X=100% 총계
캄보디아 50
(81.97%) 1
(1.64%) 0
(0.00%) 10
(16.39%) 61
중국 1,415
(77.88%) 102
(5.61%) 148
(8.15%) 152
(8.37%) 1,817
인도네시아 167
(76.26%) 10
(4.57%) 21
(9.59%) 21
(9.59%) 219
북한(개성공단) 0
(0.00%) 0
(0.00%) 0
(0.00%) 34
(100.00%) 34
라오스 7
(100.00%) 0
(0.00%) 0
(0.00%) 0
(0.00%) 7
미얀마 12
(63.16%) 1
(5.26%) 1
(5.26%) 5
(26.32%) 19
필리핀 52
(74.29%) 0
(0.00%) 6
(8.57%) 12
(17.14%) 70
태국 77
(96.25%) 1
(1.25%) 2
(2.50%) 0
(0.00%) 80
베트남 293
(66.89%) 17
(3.88%) 51
(11.64%) 77
(17.58%) 438
총계 2,073 132 229 311 2,745
<표 1> 매출비중에 따른 현지법인의 수(2013년 기준)
단위 : 개
자료 : 수출입은행 자료를 기초로 저자가 작성.
ln
ln
ln
ln
ln
ln
(2)
여기에서 lnkl은 모기업의 자본노동비율, lnsize는 현지법인에 대한 모기업의 기업 규모, lninv는 현지법인의 고정자본투자를 의미한다.3) 종속변수인 lnFDI 는 모기업이 투자한 현지법인으로의 FDI이므로 식(2)는 패널 OLS를 통하여 분석이 가능하다. 그러나 모기업으로의 매출비중이 100%인 순수한 수직적 FDI(Pure vertical FDI)의 경우와 모기업으로의 매출비중이 50% 이상인 경우 만을 분석 대상으로 할 경우 한국의 모든 현지법인에 대한 자료를 사용하지 못한다는 한계가 존재한다.
따라서 종속변수를 수직적 FDI인 경우를 1, 그렇지 않은 경우를 0으로 변경 (
)하여 패널 이항로짓 분석을 추가로 실시하고자 한다. 마지막으로 수 직적 FDI를 어떻게 정의하느냐에 따라 분석 결과가 달라질 수 있으므로 이러 한 문제를 해결하기 위해 수직적 FDI에 순위(
)를 부여하고 패널 다항 로짓 분석 역시 추가하였다.즉, 모기업으로의 매출비중이 50% 미만인 경우(X<50%)를 기준(1의 값을 부여)으로 하여 75% 미만인 경우(50%≦X<75%)는 2의 값을, 100% 미만인 경우(75%≦X<100%)는 3의 값을, 순수 수직적 FDI인 경우(X=100%)는 4의 값을 부여한 패널 다항로짓 분석 역시 실시한다.
2. 자료
이 연구에서는 2006～2013년에 한국수출입은행에서 정기적으로 조사하고 있는 연간 사업실적보고서를 제출한 한국 다국적기업의 현지법인을 분석 대 상으로 하고 있다. 현지법인에 대한 자료는 연간 사업실적보고서에서 구하였 으며, 여기에 한국신용평가정보의 자료를 결합하여 모기업 자료를 구축하였 다. 연간 사업실적보고서와 한국신용평가정보의 통화 단위가 다르므로 단위
3) 구체적인 변수의 정의는 <표 4>에 설명하였다.
체 현지법인의 11.3%에 해당하는 311개이며, 광의의 수직적 FDI에 해당하는 현지법인은 전체 현지법인의 24.5%에 해당하는 672개이다.
이를 투자유치국별로 살펴보면 순수한 수직적 FDI는 중국과 베트남이 각각 152개와 77개 업체로 많은 반면, 전체 FDI에서 순수한 수직적 FDI가 차지하 는 비중은 북한(100%)과 미얀마(26%)에서 높다. 북한(개성공단)의 투자가 모 두 순수 수직적 FDI로 분류된 것은 북한에서 생산된 모든 제품이 100% 한국 으로 반입되는 것을 조건으로 투자가 이루어졌기 때문이다. 이와 달리 라오스 (100%), 태국(96%), 캄보디아(82%) 현지법인의 대부분은 매출의 50% 이상이 현지 혹은 제3국에서 이루어지고 있으며, 라오스와 태국은 순수 수직적 FDI 가 한 건도 없는 것으로 나타났다.
한편, 모기업 및 현지시장의 여건 변화에 따라 현지법인의 투자목적이 변화 할 수 있으므로 분석 초기(2006)와 말기(2013)를 기준으로 투자목적의 전이확 률을 <표 2>와 같이 계산하였다. 계산 결과 모기업에 대한 현지법인의 매출 비중이 75% 미만인 2번 유형(50%≦X<75%)을 제외하면 대부분의 경우에서 초기에 수직적 FDI로 정의되면 말기까지 수직적 FDI로 정의되는 것으로 나 타났다.
협의의(순수 수직적) 수직적 FDI인 4번 유형(X=100%)에서도 초기에 순수 수직적 FDI로 정의되면 말기까지 순수 수직적 FDI를 유지할 확률이 76.1%로 높게 나타났다. 즉, 시점의 변화에 따라 투자목적이 크게 변화하지 않으므로 2013년 현지법인의 매출비중을 이용하여 수직적 FDI를 정의하는 것에 큰 문 제가 없는 것으로 판단된다.
2013 2006
z1 (X<50)
2 (50≦X<75)
3 (75≦X<100)
4
(X=100) 합계
1 93.39 2.27 1.84 2.5 100
2 33.62 48.12 14.51 3.75 100
3 13.49 10.58 66.77 10.16 100
4 11.57 2.51 9.85 76.06 100
총계 72.99 5.32 8.86 12.84 100
<표 2> 전이확률
독립변수 중 임금 수준
는 모기업의 평균 임금 대비 현지법인의 평균 임 금으로 계산되어야 하나 현지법인에 대한 임금 자료가 존재하지 않으므로 투 자유치국의 월평균 임금 대비 모기업 월평균 임금 비율로 임금변수를 사용하 였다.따라서 현지법인에 대한 임금이 상대적으로 낮을수록 수직적 FDI가 증가할 것이므로
는 음(-)의 값을 가질 것으로 예상된다. 이 때 투자유치국의 월평 균 임금은 ILO에서 발간한 Global wage report(2015)에서 수집하였다.현지법인의 자본노동비율 역시 자료의 제약으로 모기업의 자본노동비율을 사용하였다. 이는 모기업이 자본집약적이라면 현지법인은 노동집약적일 가능 성이 높다는 관계에 기초하여 모기업 변수들을 분석에 사용하였다(Antràs, 2003; Antràs and Helpman, 2004). 그리고 모기업이 자본집약적일수록 수직 적 FDI는 증가할 가능성이 높으므로
은 양(+)의 값을 가질 것으로 예상된 다. 현지법인에 대한 모기업의 기업 규모는 모기업의 총자산으로 측정하였으 며 기업 규모가 클수록 FDI 규모가 클 가능성이 높으므로
역시 양(+)의 값 을 가질 것으로 예상된다.현지법인의 고정자본투자는 현지법인의 비유동자산으로 측정하였다. 비유 동자산은 고정자산의 성격을 갖고 있으며 자본투자 규모를 설명하는 데 적합 하다고 할 수 있다(CTI Review, 2016). 그리고 현지법인이 비유동자산을 많 이 가지고 있다는 것은 모기업이 투자를 많이 했다는 것을 의미하므로 역 시 양(+)의 값을 가질 것으로 예상된다.
마지막으로 투자유치국이 얼마나 투자에 우호적인지의 여부는 투자절차를 모두 완료하는 데 소요되는 시간(일수)을 사용하였다. 소요일수는 투자장벽의 대용변수로 사용될 수 있으며, 소요일수가 길어질수록 투자가 잘 이루어지지 않을 가능성이 높기 때문에
는 음(-)의 값을 가질 것으로 예상된다. 이 자료 는 World Bank 산하 IFC(International Finance Corporation)에서 발표하는 Doing Business Data를 사용하였다.분석자료에 대한 요약통계량은 <표 3>과 같다. 모기업으로의 매출비중이 50% 이상인 경우 즉, 광의의 수직적 FDI는 전체 기업의 54%이며 순수한 수 직적 FDI의 경우는 13%에 해당된다.
체 현지법인의 11.3%에 해당하는 311개이며, 광의의 수직적 FDI에 해당하는 현지법인은 전체 현지법인의 24.5%에 해당하는 672개이다.
이를 투자유치국별로 살펴보면 순수한 수직적 FDI는 중국과 베트남이 각각 152개와 77개 업체로 많은 반면, 전체 FDI에서 순수한 수직적 FDI가 차지하 는 비중은 북한(100%)과 미얀마(26%)에서 높다. 북한(개성공단)의 투자가 모 두 순수 수직적 FDI로 분류된 것은 북한에서 생산된 모든 제품이 100% 한국 으로 반입되는 것을 조건으로 투자가 이루어졌기 때문이다. 이와 달리 라오스 (100%), 태국(96%), 캄보디아(82%) 현지법인의 대부분은 매출의 50% 이상이 현지 혹은 제3국에서 이루어지고 있으며, 라오스와 태국은 순수 수직적 FDI 가 한 건도 없는 것으로 나타났다.
한편, 모기업 및 현지시장의 여건 변화에 따라 현지법인의 투자목적이 변화 할 수 있으므로 분석 초기(2006)와 말기(2013)를 기준으로 투자목적의 전이확 률을 <표 2>와 같이 계산하였다. 계산 결과 모기업에 대한 현지법인의 매출 비중이 75% 미만인 2번 유형(50%≦X<75%)을 제외하면 대부분의 경우에서 초기에 수직적 FDI로 정의되면 말기까지 수직적 FDI로 정의되는 것으로 나 타났다.
협의의(순수 수직적) 수직적 FDI인 4번 유형(X=100%)에서도 초기에 순수 수직적 FDI로 정의되면 말기까지 순수 수직적 FDI를 유지할 확률이 76.1%로 높게 나타났다. 즉, 시점의 변화에 따라 투자목적이 크게 변화하지 않으므로 2013년 현지법인의 매출비중을 이용하여 수직적 FDI를 정의하는 것에 큰 문 제가 없는 것으로 판단된다.
2013 2006
z1 (X<50)
2 (50≦X<75)
3 (75≦X<100)
4
(X=100) 합계
1 93.39 2.27 1.84 2.5 100
2 33.62 48.12 14.51 3.75 100
3 13.49 10.58 66.77 10.16 100
4 11.57 2.51 9.85 76.06 100
총계 72.99 5.32 8.86 12.84 100
<표 2> 전이확률
ln
와
의 경우 매출비중별 자료 수가 다른 것은ln
의 경우 결 측치가 존재하기 때문이다. 분석자료의 정의와 자료원, 그리고 예상부호는<표 4>와 같다.
변수 표본수 평균값 최소값 최대값
lnFDI
X≥50% 3,628 15.53 10.91 21.59
X≥75% 2,876 15.49 10.91 21.59
X=100% 1,643 15.39 12.65 21.29
DFDI
X≥50% 15,158 0.26 0 1
X≥75% 15,158 0.21 0 1
X=100% 15,158 0.13 0 1
MFDI 15,158 1.59 1 4
lnw 14,067 -1.53 -8.83 -0.0001
lnkl 14,092 18.54 4.42 25.73
lnsize 14,838 25.97 16.36 32.94
lninv 14,787 15.42 6.91 23.50
lnHC 15,124 3.64 3.31 4.65
<표 3> 기초통계량
주 : 모든 수치는 로그값임.
변수 정의 출처 예상부호
lnFDI 모기업의 FDI 수출입은행
DFDI 1, if X≥50%, otherwise 0 1, if X≥75%, otherwise 0
1, if X=100%, otherwise 0 수출입은행 MFDI
1, if 0%≤X<50%
2, if 50%≤X<75%
3, if 75%≤X<100%
4, if X=100%
수출입은행
lnw 모기업의 월평균 임금 대비 투자유치국의
월평균 임금 비율의 로그값
World wide governance indicator,
NICE information service and Global
wage report
-
lnkl 자본노동비율 : 모기업의 총종사자 수 대비
유형자산비율 KisValue +
lnsize 총자산 KisValue +
lninv 현지법인의 고정자산 수출입은행 +
lnHC 투자 소요기간 World bank(Doing
business report) -
<표 4> 변수 정의 및 예상부호
IV. 분석 결과
분석의 첫 단계로 현지법인의 FDI의 지속성을 고려하여 동태패널 분석을 실시하였다.4) 분석 결과 임금변수(lnw)는 모든 모델에서 음(-)으로 나타나 예 상과 동일한 결과가 도출되었다(Model 1～Model 3).5) 임금변수(lnw)는 투자 유치국의 월평균 임금 대비 모기업 월평균 임금으로서 요소가격 차이를 나타 낸다. 어떤 국가의 임금변수(lnw)가 다른 국가에 비해 상대적으로 낮다면 이 는 모기업과 현지투자국의 임금격차가 상대적으로 크다는 의미로 해석할 수 있으며 이는 요소가격의 차이를 반영하고 있는 것이다.
즉, 기업이 요소가격 차이가 유인이 되어 수직적 FDI를 한다면 임금변수 (lnw)는 음(-)이 될 것이다. 이러한 결과는 선행연구를 뒷받침하고 있다 (Markusen and Maskus, 1999; Shatz, 2004; Cheng and Kwan, 2000; Kang and Lee, 2007). 또한 Model 1에서 Model 3으로 갈수록, 즉 보다 수직적 FDI 의 성격에 가까워질수록 그 계수값이 커지고 있다.
자본노동비율(lnkl)과 투자소요일수(lnday)는 유의한 결과를 나타내지 못하 였다. 고정자본투자(lninv)는 양(+)으로 나타나 선행연구와 부합하는 결과가 도출되었다(Antràs and Helpman, 2004). 기업 규모(lnsize) 또한 유의한 결과 를 나타내지 못하였다.
수직적 FDI 이론과 이를 기반으로 한 실증분석 연구들을 통해 알 수 있듯 이 임금변수(lnw)와 자본노동비율변수(lnkl) 그리고 고정자본투자(lninv)는 수
4) <그림 3>에서 FDI가 증가하는 추이를 가지고 있기 때문에 현재 시점의 FDI가 전기의 FDI에 의해 영향을 받을 가능성이 존재하며 그 영향 또한 클 수 있기 때문에 시스템 일반화적률법(system GMM)을 분석에 사용하였다. 분석 결과 1계 자기상관이 없다는 귀무가설은 5% 유의수준에서 기각되었으나 2계 자기상관이 없다는 귀무가설은 5% 유의수준에서 기각되지 못하였다. 즉, 원 모형의 오차항은 1계 자기상관이 존재하지 않는다고 판단할 수 있다.
5) Model 1～Model 3은 시스템 일반화적률법(system GMM)을 통해 추정하였다. 독립변수들의 현재 값은 과거의 오차항과 상관되어 있을 수 있다. 과거 독립변수와 현재 오차항의 기댓값이 0이 되지 않는 약외생성은 시스템 일반화적률법(system GMM)을 통해 통제 가능하다. 수준방 정식(level equation)과 이를 1차 차분한 방정식(first differenced equation)을 결합하여 하나의 시스템으로 모형을 추정하는 system GMM 분석방법은 독립변수의 내생성 문제를 해결하는 데 에도 효과적인 것으로 알려져 있다(Arellano and Bover, 1995; Blundell and Bond, 1998).
ln
와
의 경우 매출비중별 자료 수가 다른 것은ln
의 경우 결 측치가 존재하기 때문이다. 분석자료의 정의와 자료원, 그리고 예상부호는<표 4>와 같다.
변수 표본수 평균값 최소값 최대값
lnFDI
X≥50% 3,628 15.53 10.91 21.59
X≥75% 2,876 15.49 10.91 21.59
X=100% 1,643 15.39 12.65 21.29
DFDI
X≥50% 15,158 0.26 0 1
X≥75% 15,158 0.21 0 1
X=100% 15,158 0.13 0 1
MFDI 15,158 1.59 1 4
lnw 14,067 -1.53 -8.83 -0.0001
lnkl 14,092 18.54 4.42 25.73
lnsize 14,838 25.97 16.36 32.94
lninv 14,787 15.42 6.91 23.50
lnHC 15,124 3.64 3.31 4.65
<표 3> 기초통계량
주 : 모든 수치는 로그값임.
변수 정의 출처 예상부호
lnFDI 모기업의 FDI 수출입은행
DFDI 1, if X≥50%, otherwise 0 1, if X≥75%, otherwise 0
1, if X=100%, otherwise 0 수출입은행 MFDI
1, if 0%≤X<50%
2, if 50%≤X<75%
3, if 75%≤X<100%
4, if X=100%
수출입은행
lnw 모기업의 월평균 임금 대비 투자유치국의
월평균 임금 비율의 로그값
World wide governance indicator,
NICE information service and Global
wage report
-
lnkl 자본노동비율 : 모기업의 총종사자 수 대비
유형자산비율 KisValue +
lnsize 총자산 KisValue +
lninv 현지법인의 고정자산 수출입은행 +
lnHC 투자 소요기간 World bank(Doing
business report) -
<표 4> 변수 정의 및 예상부호
직적 FDI의 주요 요인이라 할 수 있다.
동태패널 분석 결과(Model 1～Model 3) 임금변수(lnw)와 고정자본투자 (lninv)는 선행연구에 부합하였지만 자본노동비율변수(lnkl)는 수직적 FDI이 론을 적절하게 설명해 주지 못하여 추가적인 분석이 요구된다. 이를 위해 로 짓모델과 다항로짓모델 그리고 순서형 로짓모델을 통한 분석을 차례로 실시 하였다.
이러한 일련의 분석을 위해서는 패널고정효과를 고려해야 하지만 각 분석 별 패널고정효과 모형을 사용할 경우 자유도 손실이 발생한다. 즉, <표 2> 의 전이확률에서 보듯 시간에 따른 선택범주의 변화가 없는 자료들은 모두 제외 해서 추정되며 각 선택범주별 고유 특성을 추정할 수 없게 된다.
따라서 각 연도별로 횡단면 분석을 실시하였다. 로짓 분석의 경우 모기업으 로의 수출비중을 기준으로 50% 이상을 1, 그렇지 않은 경우 0으로 설정하여 분석하고 75% 이상에 대해서도 1과 0, 그리고 100%의 경우도 마찬가지로 1 과 0을 부여하여 3개의 모형을 추정하였다.
각 연도별로 추정하였지만 모든 연도에 대한 분석 결과가 동일하여 <표 5>
에는 2013년도 결과만 제시하였다. <표 5>의 분석 결과에서 Model 4의 경우 임금변수(lnw)는 음(-)으로 유의하며 그 계수값도 Model 4에서 Model 6으로 갈수록 즉, 수직적 FDI의 성격이 강할수록 커지고 있다.
이는 Model 1～Mode 3과 마찬가지로 선행연구를 뒷받침하는 결과라 할 수 있다(Markusen and Maskus, 1999; Shatz, 2004; Cheng and Kwan, 2000;
Kang and Lee, 2007). 자본노동비율(lnkl)과 투자장벽을 나타내는 투자 소요 일수(lnday)는 유의하지 않았다. 고정자본투자(lninv)는 양(+)으로 나타났으며 수직적 FDI 성격이 강할수록 계수값도 커지고 있어 선행연구와 부합하는 결 과가 도출되었다(Antràs, 2003; Antràs and Helpman, 2004). 기업 규모(lnsize) 는 음(-)으로 도출되었으며 수직적 FDI 성격이 강할수록 계수의 절대값이 커 지고 있어 분석자료를 기준으로 할 때 규모가 작은 기업일수록 수직적 FDI 결정을 할 가능성이 있는 것으로 나타났다.
변수
System GMM Logistic est.(2013 기준) Model 1
(X≥50%) Model 2
(X≥75%) Model 3
(X==100%) Model 4
(X≥50%) Model 5
(X≥75%) Model 6 (X==100%) lnFDIt-1 0.631***
(0.079)
0.633***
(0.093)
0.703***
(0.078) - - -
lnw -0.022**
(0.010)
-0.025**
(0.012)
-0.030*
(0.017)
-0.150***
(0.047)
-0.190***
(0.050)
-0.307***
(0.061)
lnkl 0.014
(0.027) 0.02
(0.028) 0.023
(0.024) -0.037
(0.032) -0.019
(0.034) -0.035 (0.041) lnday -0.007
(0.135) -0.006
(0.147) -0.148
(0.215) -0.209
(0.262) -0.186
(0.277) 0.035 (0.314) lninv 0.096***
(0.028) 0.091***
(0.034) 0.090**
(0.038) 0.157***
(0.028) 0.147***
(0.030) 0.148***
(0.037) lnsize 0.043
(0.037) 0.06
(0.043) 0.037
(0.043) -0.117***
(0.029) -0.137***
(0.032) -0.141***
(0.041)
상수 2.930**
(1.171) 2.432**
(1.123) 2.408*
(1.390) 0.718
(1.189) 0.631
(1.272) -0.68 (1.523)
# of groups
(panel) 869 724 456
# of
instruments 33 33 33
AR(1) -5.871*** -5.551*** -4.197***
AR(2) 1.3897 0.5155 -1.1355
Sargan test 40.917 51.499 34.915
obs6) 2,481 1,971 1,088 2,262 2,262 2,262
<표 5> 분석 결과 1
주 : 1) ( ) 안은 표준오차를 의미하며 Model 1～Model 3 표준오차는 robust standard error임.
2) ***, **, * 각각 1%, 5%, 10%에서의 유의수준을 나타냄.
다음으로 다항로짓모형 분석과 순서형 로짓 분석을 실시하였다. 종속변수 는 모기업으로의 매출비중에 따라 1～4 타입으로 설정하였다. 로짓모델과 마 찬가지로 모든 연도에서 동일한 결과를 나타내어 <표 6>에서는 2013년도 결 과만 제시하였다.
종속변수는 다항로짓모형과 순서형 로짓모형에서 그 특징이 구분된다. 다 항로짓모형의 경우 종속변수의 선택범주는 이산적이지만 순서형 로짓모형의
6) 50% 이상에 해당하는 기업에서 100%에 해당하는 기업까지 그 수가 작아지기 때문에 관측치가 감소하는 것을 볼 수 있다.
직적 FDI의 주요 요인이라 할 수 있다.
동태패널 분석 결과(Model 1～Model 3) 임금변수(lnw)와 고정자본투자 (lninv)는 선행연구에 부합하였지만 자본노동비율변수(lnkl)는 수직적 FDI이 론을 적절하게 설명해 주지 못하여 추가적인 분석이 요구된다. 이를 위해 로 짓모델과 다항로짓모델 그리고 순서형 로짓모델을 통한 분석을 차례로 실시 하였다.
이러한 일련의 분석을 위해서는 패널고정효과를 고려해야 하지만 각 분석 별 패널고정효과 모형을 사용할 경우 자유도 손실이 발생한다. 즉, <표 2> 의 전이확률에서 보듯 시간에 따른 선택범주의 변화가 없는 자료들은 모두 제외 해서 추정되며 각 선택범주별 고유 특성을 추정할 수 없게 된다.
따라서 각 연도별로 횡단면 분석을 실시하였다. 로짓 분석의 경우 모기업으 로의 수출비중을 기준으로 50% 이상을 1, 그렇지 않은 경우 0으로 설정하여 분석하고 75% 이상에 대해서도 1과 0, 그리고 100%의 경우도 마찬가지로 1 과 0을 부여하여 3개의 모형을 추정하였다.
각 연도별로 추정하였지만 모든 연도에 대한 분석 결과가 동일하여 <표 5>
에는 2013년도 결과만 제시하였다. <표 5>의 분석 결과에서 Model 4의 경우 임금변수(lnw)는 음(-)으로 유의하며 그 계수값도 Model 4에서 Model 6으로 갈수록 즉, 수직적 FDI의 성격이 강할수록 커지고 있다.
이는 Model 1～Mode 3과 마찬가지로 선행연구를 뒷받침하는 결과라 할 수 있다(Markusen and Maskus, 1999; Shatz, 2004; Cheng and Kwan, 2000;
Kang and Lee, 2007). 자본노동비율(lnkl)과 투자장벽을 나타내는 투자 소요 일수(lnday)는 유의하지 않았다. 고정자본투자(lninv)는 양(+)으로 나타났으며 수직적 FDI 성격이 강할수록 계수값도 커지고 있어 선행연구와 부합하는 결 과가 도출되었다(Antràs, 2003; Antràs and Helpman, 2004). 기업 규모(lnsize) 는 음(-)으로 도출되었으며 수직적 FDI 성격이 강할수록 계수의 절대값이 커 지고 있어 분석자료를 기준으로 할 때 규모가 작은 기업일수록 수직적 FDI 결정을 할 가능성이 있는 것으로 나타났다.
경우는 연속적이다. 즉, 다항로짓의 경우 1에서 4까지의 선택범주는 배타적으 로 독립되며 순서형 로짓의 경우는 1에서 4로 갈수록 그 성격이 강해진다.
본 연구에서는 두 모형 모두를 분석하여 비교하였다. 다항로짓 분석 결과 4 번 타입의 임금변수(lnw)가 음(-)으로 도출되어 모기업과 현지투자국 간 임금 격차가 클수록 순수한 수직적 FDI를 선택할 확률이 높아진다는 것을 알 수 있다(Markusen and Maskus, 1999; Shatz, 2004; Cheng and Kwan, 2000;
Kang and Lee, 2007). 자본노동비율(lnkl)과 투자 소요일수(lnday)는 유의한 결과를 나타내지 못하였다. 고정자본투자(lninv)는 모든 타입에서 양의 계수 값도 커지고 있어 1번을 기준으로 투자 규모가 클수록 수직적 FDI를 선택할 가능성이 높은 것으로 해석된다. 이는 선행연구에 부합하는 결과라 할 수 있 다(Antràs and Helpman, 2004). 기업 규모(lnsize)는 음(-)으로 나타났으며 기업 규모가 작을수록 수직적 FDI를 선택할 확률이 높다고 설명할 수 있다.
변수
Multinomial logit(2013 기준)
Ordered logit (2013 기준) 1
(0%≤X<50%) 2
(50%≤X<75%) 3
(75%≤X<100%) 4 (X=100%) lnw
base
0.038 (0.104)
-0.021 (0.075)
-0.309***
(0.061)
-0.178***
(0.046)
lnkl -0.089
(0.061) -0.003
(0.052) -0.041
(0.042) -0.033 (0.032)
lnday -0.234
(0.601) -0.55
(0.479) -0.031
(0.318) -0.18 (0.264)
lninv 0.154***
(0.055) 0.134***
(0.041) 0.174***
(0.038) 0.168***
(0.028)
lnsize -0.033
(0.056)
-0.119***
(0.044)
-0.156***
(0.042)
-0.126***
(0.029)
cons -1.792
(2.541) 0.858
(2.042) -0.168
(1.542) -
obs 2,262 2,262
<표 6> 분석 결과 2
주 : ***, **, * 각각 1%, 5%, 10%에서의 유의수준을 나타냄.
순서형 로짓의 분석 결과 임금변수(lnw)는 음(-)으로 나타나 모기업과 현지 투자국 간의 임금격차가 커질수록 수직적 FDI 성격이 강해지는 것을 알 수 있으며, 고정자본투자(lninv)의 경우 그 규모가 커질수록 수직적 FDI 성격이