패널자료는 일반적인 시계열자료와 횡단면자료를 하나로 합쳐놓은 것으로서 이를 활 용한 패널분석은 시계열분석과 횡단면분석을 각각 수행하는 것에 비해서 보다 풍부한 정보를 제공할 수 있다. 패널분석은 횡단면분석에 비해 자료의 동적 특성을 보여줄 수 있을 뿐만 아니라 누락변수(omitted variables)로 인한 편의의 문제를 상대적으로 감소 시킬 수 있으며, 더 많은 정보와 변수를 사용함으로써 더 높은 자유도와 효율적 추정량 을 제공할 수 있다(민인식, 최필선, 2012; 최충익, 2008). 본 연구에서 패널분석을 사용 하는 이유는 각 도시별 속성에 따른 평균임금수준의 차이뿐만 아니라 시간적 변화에 따 른 특성들까지 함께 살펴보기 위함이다.
(5-1)패널자료를 통한 회귀모형(식 6-1)은 각 패널개체의 이질성을 고려하는 오차항 ui를 어떻게 간주하느냐에 따라서 고정효과모형(fixed-effect model)과 확률효과모형
(random-effect model)로 나눌 수 있다. 고정효과모형의 경우 각 패널개체의 이질성 이 확률변수가 아니라 추정해야 할 모수로 간주하는 반면, 확률효과모형의 경우 오차항 ui를 확률변수로 간주한다(최충익, 2008). 고정효과모형에서 추정된 계수는 각각의 패널 개체 내부에서 설명변수의 효과를 의미하는 것으로서 모든 패널 개체에 대해서 설명변 수의 계수가 동일하게 적용된다. 예를 들어 권력지수의 추정된 계수 값이 +1이라면 해 당 기간 동안 관측된 값을 볼 때 권력지수가 1단위 증가하면 해당 기간동안 평균적으로 지역의 평균임금이 1원 증가한다는 것을 의미한다. 즉 설명변수의 시간에 따른 영향력 을 측정한다. 고정효과모형은 개별 패널개체가 지닌 불변의 속성들을 분석과정에서 제 거한다는 단점이 있다. 예를 들어 성별에 따른 임금격차문제를 분석한다고 할 때 성별 을 구분하는 더미변수는 시간에 따라 변하지 않는데, 고정효과모형에서는 시간에 따른 변화가 임금수준에 미치는 영향만을 추정하기 때문에 해당 기간동안 불변인 변수들은 모형 내에서 자동적으로 제거되어 성별에 따른 차이를 분석에 포함시킬 수 없다. 하지 만 확률효과모형의 경우 추정된 계수는 패널개체 내부와 패널개체 간의 효과를 모두 추 정한 뒤 이를 가중평균한 결과이다. 따라서 이는 개체 간의 차이와 개체 내에서의 변화 를 모두 고려한다. 따라서 설명변수의 외생성이 성립한다면 고정효과모형에 비해서 확 률효과모형이 더 효율적인 추정량을 제공한다(민인식, 최필선, 2012).
하지만 실제로 설명변수의 외생성을 뜻하는
의 가정이 성립하지 않을
경우 확률효과모형의 결과는 신뢰하기 어렵다. 고정효과모형의 경우 모형의 설명변수와 패널개체의 이질성을 뜻하는 오차항 간의 상관관계 유무에 상관없이 일치추정량을 얻을 수 있는 반면, 확률효과모형의 경우 설명변수와 개체특성의 오차항 간에 상관관계가 존 재하지 않는다고 가정하고 분석하기 때문에 이러한 가정이 위배될 경우 효율적인 추정 량을 얻을 수 없다. 설명변수의 외생성을 판단하기 위해서는 두 모형을 통해 도출된 결 과를 두고, Hausman 검정을 통해 적절한 모형을 판단해야 한다. Hausman 검정에서 귀무가설은 “두 모형의 계수 값에는 체계적인 차이가 없다”는 것으로 만약 이 가설이 기각될 경우 설명변수의 내생성을 모형에서 고려하여야 하기 때문에 고정효과모형을 보 다 적절한 모형으로 채택한다.모든 분석은 Stata 13에서 수행하였다.
2) 변수선정과 자료
분석에 사용된 변수와 자료는 다음과 같다. 우선 미국 대도시권별 평균임금수준은 미 국 경제분석국(Bureau of Economic Analysis, BEA)에서 제공하는 대도시권별 평균임 금수준자료를 사용하였으며, 이를 실질임금으로 변환하기 위해서 GDP 디플레이터를 사 용하였다. GDP 디플레이터는 St. Louis 연방준비은행에서 제공하는 수치50)를 사용하였 으며 임금수준은 2009년을 기준으로 보정하였다.
본 연구에서는 통제변수로서 해당 도시의 일인당지역내총생산, 인적자본수준, 각 지역 별 물가수준, 산업구성을 사용하였다. 일인당지역내총생산은 도시의 경제수준을 평가하 기 위해 활용하였다. 앞서 언급한 것처럼 지역내총생산으로 평가된 경제수준이 임금의 증가로 직결되는 것은 아니다(Schmitt, 2011). 지역내총생산은 해당 지역에서 측정한 한 해 동안의 부가가치 총량이지만 임금수준은 그 외 다양한 요인들(노조형성에 따른 임금협상, 최저임금수준 등)의 영향을 받는다. 따라서 일인당지역내총생산은 도시경제수 준에 따른 임금증가효과를 통제했을 때 네트워크 위치성이 미치는 영향을 다룰 수 있도 록 한다.
한편 여러 연구들에서 밝힌바 있듯이 지역 내 인적자본의 수준은 전체 평균임금수준 에 큰 영향을 미치며(Meijers and Burger, 2010) 고학력자와 인재들이 특정 도시 내에 집적해 있을수록 도시 전체의 평균적인 임금수준은 증가할 수 있다(Florida and Mellander, 2014). 본 연구에서는 대도시권의 인적자본수준을 파악하기 위해서 미국 센 서스국(Bureau of Census)에서 매년 실시하는 Annual Community Survey의 각 년 도 자료에서 대도시권별 교육수준분포자료를 활용하였다. 여기서 인적자본의 수준은 Meijers and Burger(2010)의 연구를 참고하여 각 연도별 25세 이상 주민 중 학사학위 (bachelor’s degree) 이상 소지자 수를 해당 연도별 전체 임금노동자 수로 나눈 값으 로 표현하였다. 이는 노동자 1인당 대졸이상의 학력을 지닌 사람들의 수로서 지역규모 대비 고학력자의 비중이 1인당 평균임금수준에 미치는 영향을 다룰 수 있다. 한편 지역 의 평균적인 임금수준은 각 지역별 생계비(cost of living) 수준에 따라 다르다. 따라서 이를 통제하고 효과를 추정하기 위해 지역별 소비자물가지수를 고려하였다. 본 연구에 서는 미국 경제분석국에서 발간한(Aten, 2012) Regional Price Parities (RPPs)를 통해 물가수준에 따른 영향력을 통제하였다. 다만 모든 분석시기에 대해 해당 자료를 획득하 는 것이 어렵기 때문에 2006~2010년까지의 흐름을 종합한 RPPs를 분석 기간 동안 불
50) https://research.stlouisfed.org/fred2/series/GDPDEF
변인 것으로 간주하고 모든 시기에 적용하였다. 따라서 해당 수치는 미국 대도시권 평 균을 100으로 두었을 때 각 도시권의 상대적인 물가수준을 나타낸다.
한편 도시의 임금수준은 개별 도시의 산업구성에 따라서 큰 차이를 보이기 때문에 (Fallar et al., 2011) 개별 도시의 산업구성이 미치는 효과를 고려할 필요가 있다. 미국 대도시권별 산업구성에 관한 자료는 앞서 인적자본수준을 파악하기 위한 자료와 마찬가 지로 Annual Community Survey를 활용하여 해당도시에 거주하는 시민들의 산업별 고용분포를 활용하였다. 산업은 크게 13가지로 나뉘며 총 고용자 대비 해당 산업이 차 지하는 비중을 각각의 변수로 나누어 투입하였다. 다만 해당 자료는 조사시점마다 결측 치를 다수 포함하고 있다. 따라서 본 연구에서는 결측치가 가장 적은 2013년 자료를 활 용하여 해당 시점의 산업구성이 전 분석시기에 걸쳐 고정되어있다고 가정하였다. 또한 2013년 자료에서 제공하지 않는 2개의 대도시권 자료는 2011년과 2012년 자료를 통해 서 보완하였다.
본 장에서 중점을 둔 네트워크 위치변수는 크게 세 가지로서 특정도시의 글로벌 네트 워크 내에서의 내향중심성과 권력, 의존성을 측정한다. 내향중심성은 특정 도시의 매력 도를 나타내며 해당 도시가 얼마만큼 초국적기업이 자회사나 지사를 설치하였는지를 나 타낸다. 초국적기업의 투자에 따른 효과는 지역의 특성에 따라 매우 다양한데, 내향중심 성이 높을수록 상대적으로 초국적기업의 투자가 활발하고 그에 따라 평균적인 임금수준 도 상승할 것이라 예상할 수 있다. 한편 교환이론의 관점에서 네트워크 권력은 네트워 크 내에 위치한 특정 행위자의 의존성에 달려있으며 이는 곧 나와 연결된 다른 사람이 가진 대안의 정도에 의존한다. 다만 2장에서 제시한 것처럼 특정 도시의 세계경제에 대 한 의존성은 해당 도시와 연결된 도시의 수에 의해 결정된다기보다 보다 구체적으로 입 지한 초국적기업의 수에 의존한다. 이는 도시가 특정한 행위성을 지녔다고 보기 어려우 므로 도시와 도시 간 관계를 일반적인 교환관계로 해석할 수 없기 때문이다(Boyd et al., 2013). 예를 들어 뉴욕과 런던의 관계에서 뉴욕이 런던에게 자신의 이해관계에 따 라 특정한 방향으로 런던의 경제활동을 조정한다고 주장하는 것은 뉴욕이라는 공간적 구획에 행위성을 부여함으로 인해 물상화의 위험에 빠질 수 있다. 주권을 지닌 국가 간 의 관계에서는 일반적인 교환관계에 의한 해석이 충분히 용인할만한 것이지만 특정한 형태의 주권을 가지지 않은 도시를 이와 동일하게 해석할 수는 없다. 특정 도시에서 다 른 도시에 행사하는 권력은 실제로 연결을 형성하는 구체적인 행위자의 관점에서 파악 해야 한다. 본 연구에서 강조하는 초국적기업은 이런 의미에서 글로벌 스케일에서 도시
간 관계에 권력을 행사할 수 있다. 초국적기업은 특정한 장소에 입지한 본사가 하위의 자회사에 대해 명령과 통제의 권한을 지닌다. 이 때 초국적기업의 통제는 실제로 조직 내에 속한 자회사에 대한 것이지만 자회사의 자율성과 협상력은 해당 자회사가 입지한 로컬의 영향을 받으며(Phelps, 2000) 또한 초국적기업이 입지한 도시에서의 로컬기업과 의 네트워크 속에서도 나타난다51). 따라서 초국적기업에 의한 입지와 가치배분과정에서 본사-자회사 간의 협상력은 해당 도시가 지닌 전략적 특수성과 의존성에 근거한다 (Dicken, 2011) 협상력이 높은 국가 혹은 도시의 정부는 가치배분이 적절하지 않을 시 에는 시정명령과 폐쇄 등 다양한 형태의 제약을 부여할 수 있다. 이 때 다양한 조건 하 에서 초국적기업과 지역의 협상력의 우위는 달라지지만, 교환이론의 관점에서 초국적기 업이 특정 지역에 대해서 보다 유리한 협상력을 지닐 수 있는 조건은 앞서 언급한대로 1) 해당 기업이 다른 지역으로 이전할 수 있는 정도와 2) 해당 지역이 다른 기업을 유 치할 수 있는 능력에 달려있다(Emerson, 1962; Mahutga, 2014). 만약 해당 지역이 세계경제의 접합과정에서 소수의 초국적기업에 의존할 경우 가치포획에서 상대적인 열 세에 있을 수 있으며, 초국적 기업은 상대적으로 낮은 임금을 지불하면서 해당 지역을 자신의 조직 내로 끌어들일 수 있다(MacKinnon, 2012). 반대로 글로벌 도시 네트워크 에서 도시의 권력은 해당 도시에 입지한 기업이 다른 도시에 미치는 영향력이며, 이는 해당 도시와 연결된 타 도시가 해당 기업에 얼마만큼 의존하는가에 달려있다.
(5-2)
(5-3)식 (5-2)와 (5-3)은 위의 논의에 따라 특정 도시가 네트워크 내에서 차지하는 권력과
51) 초국적기업이 입지한 지역에서 로컬기업과 초국적기업 간의 임금수준격차를 분석한 연구들에 서는(Driffield et al.,2003) 초국적기업이 높은 임금을 부여할 경우 상대적으로 지역 내의 국 내기업의 임금수준도 높아지는 현상이 나타난다는 결과를 얻었다. 이는 한편으로 초국적기업 의 본사-자회사 관계에서 자회사의 자원배분협상력을 통한 임금결정과 지역의 임금수준 간의 정의 상관관계가 있음을 말해준다.