특별경제구역이 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과에 관한 연구

Ⅰ. 서 론

지난 90년대 이후 외국인투자기업에 대한 관심이 크게 증가하고 있다. 국제적인 자본의 유동성 증가와 2007년 세계경제위기 등은 다국적기업들이 안정적인 경영환경과 시장을 확보하기 위한 외국 진출을 확대하는 배경이 되었다. 또한 정부의 외국인투자기업 유치 경쟁은 국가에서 지역과 도시로 확대, 심화되고 있다.

외국인투자기업의 유치가 오늘날 정책 분야와 학계에서 관심을 끄는 주요 이유는 단순히 외국자본의 확보라는 재정적 이익뿐만 아니라, 중장기적으로는 지역의 산업 환경 및 행정시스템을 국제적 수준으로 선진화시킬 수 있는 동기가 되기 때문이다. Head(1996)은 외국인투자기업의 유입은 자기강화적(self-reinforcing) 집적효과(agglomeration)를 통해 미래의 다른 외국인투자기업을 유인함으로서 해당지역의 경제를 글로벌 선순환시스템에 안착시키는 요인이 된다고 역설했다.

이러한 배경에서 상대적으로 경제발전의 후발주자인 개발도상국과 신흥경제국에서는 특별경제구역을 적극적으로 활용하여 국제적인 외국인투자기업 유치경쟁에 참여하고 있다. 우리나라 또한 1997년 외환위기 이후, 국제경쟁력의 확보 및 지역경제 활성화의 수단으로 경제자유구역을 2003년에 인천을 시작으로 현재 7곳으로 확대했으며, 1998년에 외국인투자촉진법을 개정하여 지방자치단체의 외국인투자지역 개발 등을 촉진하고 있다.

그럼에도 불구하고, 특별경제구역들이 외국인투자기업의 입지선택, 특히 지역 단위의 유입에 미치는 효과를 실증분석하는 연구는 매우 부족하다(김재훈, 2015). 특히 국내의 외국인투자기업의 입지선택요인에 관한 연구들은 대부분 경제요인(시장, 임금 및 환율 등) 또는 기업의 집적을 중심으로, 각각의 독립적 효과을 가정하여 분석했다. 하지만 그간의 연구들은 다양한 특별경제구역들이 운영기관의 수준에 따른 규모와 지역특성의 차이로 서로 다른 효과를 가지고(Huang & Wei, 2014; Wu & Radbone;2005), 특별경제구역들과 기업의 집적효과가 서로 상호의존적임을 발견하였다(Dunning, 1977, 1993; Head & Ries; 1996).

이에 본 연구는 특별경제구역이 외국인투자기업의 입지선택에 미치는 효과를 패널 음이항회귀분석 모형을 활용하여 광역시도의 단위에서 분석하고자 한다. 12년(2006~2017) 동안에 국내에 등록된 신규 외국인투자기업의 광역시도 유입 수를 지역의 시장, 노동시장의 여건, 기업의 집적효과의 영향력을 통제한 가운데, 국가가 지정하는 특별경제구역인 경제자유구역과 자유무역지역 그리고 지자체가 지정하는 외국인투자지역을 중심으로 분석한다. 나아가 변수 간 상호작용(interaction) 효과까지 실증적으로 파악하고 정책적 관점에서 논의하고자 한다.

본 연구는 특별경제구역들을 세분화하여 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과를 지역의 단위에서 실증 분석하였으며, 그간 획일적이었던 국내 선행연구들의 실증분석의 방법론을 보완하여 차별화된 결과를 발견했다는 점에서 학문적 의의가 있다. 또한 투자규모 및 지역균형발전의 기대에 비하여 외국인투자기업의 유치 규모 및 그 파급효과가 제한적이라는 평가를 받는(KDI, 2014) 특별경제구역들에 대해서도 시사점을 제시할 수 있을 것이다.

Ⅱ. 이론적 배경

Ⅲ. 데이터, 변수와 실증분석 방법

1. 데이터

본 연구의 분석대상인 신규 외국인투자기업은 산업통상자원부의 「외국인직접투자동향」에서 발표하는 연도별 외국인투자자가 국내기업의 주식 또는 지분을 1억 이상 취득한 기업을 의미한다. 「외국인직접투자동향」은 각 기업의 등록연도, 주소 및 산업분류 코드 등, 본 연구에 있어 필요한 정보를 포함하고 있을 뿐만 아니라 국내 외국인투자기업의 입지관련 연구에서 제일 많이 활용되고 있다는 점(김재훈, 2015; 이기동 외, 2008; 차미숙 & 정윤희, 2002)을 고려해 실증분석을 위한 자료로 활용했다.

분석기간은 12년(2006-2017년)으로, 그 발현이 늦고 변경이 적은 정책의 효과를 충분히 검토하고자 하였다(Nielsen 외, 2017; Head & Reis, 1996). 분석의 지리적 단위는 국내 16개²⁾ 광역시도이다. 분석대상 외국인투자기업은 총 7,354개사로, 기업의 등록 연도와 주소에 관한 정보는 산업통상자원부 홈페이지(www.motie.go.kr)에서 수집했다. 설명변수로 활용되는 16개 광역시도의 특성정보는 통계청, 국세청, 자유무역청, 경제자유구역청, 그리고 한국산업단지공단에서 입수하여 패널(panel) 자료를 구성했다. 특히 본 연구의 주요 주안점인 특별경제구역와 관련하여, 운영기관, 지원내용 등 세부특징을 분석하기 위해 「경제자유구역의 지정 및 운영에 관한 특별법」, 「자유무역의 지정 및 운영에 관한 법률」, 그리고 「외국인투자 촉진법」을 참고했다.

<표 1>을 통해 분석기간 동안 지역별 누적 신규 외국인투자기업의 수를 세부적으로 확인하면, 서울시에 신규 입지한 기업이 3,387개이며 경기도와 인천시에 각각 1,393개와 512개의 외국인 투자기업이 입지하여 수도권 및 일부 대도시권에 편중된 것을 확인할 수 있다. <그림 1>은 2017년에 등록된 국내 유입 외국인투자기업과 특별경제구역의 지리적 분포를 나타낸 것이다.

<표 1>

광역시도별 신규 외국인투자기업의 수 (2006-2017)

<그림 1>

국내 외국인투자기업의 분포 (2017년)출처 : 외국인투자기업은 「외국인직접투자동향」의 정보를 활용하여 지역별 수치를 계산함. 특별경제구역은 「전국산업단지현황」의 정보를 활용, 주소검색을 통해 지도화하였음.

2. 변수의 정의 및 측정

본 연구의 종속변수는 외국인투자기업의 입지선택이며, 신규 외국인투자기업의 유입 수로 측정하였다(Meyer & Nguyen, 2005; Schaffler 외, 2017; Shi 외, 2019). 「외국인직접투자동향」의 기업정보를 활용하여 등록 연도별 광역시도의 신규 외국인투자기업의 수를 산출해낼 수 있다. 본 연구에서는 연간 광역시도에 유입(flow)되는 외국인투자기업의 수를 대상으로 분석함으로써, 설명변수와 상관관계 해석 및 예측이 용이하도록 하였다(Nielsen 외, 2017).

특별경제구역이 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과를 분석하기 위해서 기존에 유의하다고 알려진 세 그룹의 통제변수들-시장의 규모, 기업의 집적효과, 노동시장의 특성-을 함께 설명변수에 포함하였다. 첫째, 지역의 시장을 나타내는 변수로 시장의 규모를 나타내는 지역내총생산과 지역의 구매력을 나타내는 1인당 지역내총생산를 포함했다. 해당 변수들을 활용하여, 지역의 경제력이 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과를 통제하고, 수도권과 비수도권 사이의 심한 경제규모의 불균형을 통제할 수 있다.

둘째, 기업의 집적효과 변수는 국내기업 밀집도와 외국인투자기업 밀집도로 구분하였다. 국내기업 밀집도는 광역시도의 면적(ha)대비 국내기업의 수로 측정하고, 외국인투자기업의 밀집도는 광역시도의 국내기업 수 대비 외국인투자기업의 수로 측정한다. 동일산업 내(localization) 혹은 이종산업 간(urbanization) 국내기업의 군집은 외국인투자기업에게 현지에서 중간재생산요소, 노동풀의 공유와 지식이전등의 긍정적 외부효과의 신호가 된다(이기동 외, 2008; Marshall, 1925). 외국인투자기업의 밀집도는 지역이 외국자본 혹은 외국계기업에 친화적인지를 판단하는(Liability of Foreignness, LOF) 근거가 된다(Nachum, 2003). 나아가 본 연구에서는 국내기업 밀집도와 특별경제구역의 상호작용 변수까지 분석하여, 제도와 기업의 집적효과의 상호작용을 통제하고 특별경제구역의 완전한 독립효과를 확인할 수 있도록 하였다.

셋째, 노동시장 여건 변수로 근로자 평균월급여액과 실업률을 포함하였다. 근로자의 평균월급여액는 노동비용을 의미하고, 실업률은 인력의 이용 가능성과 지역의 경기를 나타낸다.

넷째, 본 연구의 가장 주요한 설명변수인 특별경제구역에는 중앙정부에서 지정하는 경제자유구역과 자유무역지역, 그리고 지자체에서 지정하는 외국인투자지역 변수를 포함하였다. 경제자유구역과 자유무역지역은 각각을 더미(dummy)변수로 활용하였다. 이는 국가의 특별경제구역은 한 광역시도에서 두 개 이상 존재하는 경우는 거의 없는 반면에, 외국인투자지역은 상대적으로 경제수준이 낮은 시군구가 경쟁적으로 지정하여 하나의 광역시도에서 다수가 운영 중인 현황을 반영한다.³⁾

우리나라의 대표적인 특별경제구역인 경제자유구역, 자유무역지역, 그리고 외국인투자지역은 그 취지와 목적은 유사하지만, 운영기관에 따라 그 규모 및 세부내용에는 차이점이 있다. 첫째, 국가가 지정하는 경제자유구역과 자유무역지역은 대규모의 지구를 조성하고 포괄적 혜택을 제공한다. 세부적으로 경제자유구역은 주거, 교육 기능을 포함한 도시개발사업의 성격을 가지고, 자유무역지역은 무역활동을 위한 작업부지의 제공 및 관세의 면제를 제공한다. 하지만 지자체가 지정하는 외국인투자지역은 지역의 산업단지의 범위 내에서 외국인 전용의 소규모 산업부지의 제공이 주목적이다.

또한, 경제자유구역 및 자유무역지역은 중앙정부차원의 국토균형개발이라는 지역산업정책의 의도가 포함되어 있다. 따라서 전 국토를 대상으로 국제성장거점을 육성하여 지역전반의 경제성장에 일조한다는 성격이 짙다면, 외국인투자지역은 시군구의 부족한 경쟁력을 보완하기 위한 경쟁수단으로 활용하고 있다. 따라서 외국인투자지역의 지역적 효과는 경제자유구역과 자유무역지역보다 그 지리적 범위가 좁을 수 있다.

마지막으로, 각 특별경제구역은 사업대상지의 특성이 다르다. 경제자유구역은 특별행정구역의 수준으로 신규부지를 매입, 개발하는 반면, 자유무역지역은 수출지향형 제조업과 가공업을 지원하기 위해 항만·공항주변에 산업단지를 조성한다. 외국인투자지역은 기존의 산업단지 내에서 임대단지를 지정한다. 각 특별경제구역이 가지는 차별적 특징을 <표 2>에 정리하였다.

<표 2>

경제자유구역, 자유무역지역, 외국인투자지역의 주요 특징

이상의 변수들에 대한 구체적인 측정방법을 <표3>에, 요약통계량을 <표4>에 제시하였다.

<표 3>

변수설명

<표 4>

변수의 요약통계량

3. 실증분석의 방법

본 연구는 설명변수가 종속변수에 미치는 효과를 파악하기 위해서 회귀분석을 사용하며, 특징적으로 종속변수가 가산자료(count data)이므로 음이항(negative binominal) 회귀모형에 근거하여 설명변수의 계수를 추정하였다. <그림 2>는 본 연구의 분석기간 중 전국 16개 광역시도에 입지한 외국인투자기업의 상대빈도를 히스토그램으로 나타낸 것이다. 지역 내 신규 외국인 투자기업의 수가 증가할수록 그 상대빈도는 점점 감소하는 것으로 나타나며 이는 외국인 투자기업의 분포가 지역적으로 상당히 불균등하게 나타나고 있음을 의미한다.

<그림 2>

광역시도별 신규 외국인투자기업의 상대빈도 (2006-2017)

따라서 본연구의 가산종속변수는 과분산의 한 쪽으로 치우처진 비대칭 분포를 따르는 특성을 가지는 음이항분포(Negative binominal distribution)와 유사한 형태임을 확인할 수 있다. 이를 선형회귀모형으로 분석할 경우, 몇 가지 핵심적인 가정들을 위반하게 되고, 그 추정결과가 왜곡되어 신뢰할 수 없다. 음이항회귀분석모형으로 추정하는 본 연구의 함수식은 다음과 같이 표현할 수 있다(Gujarati, 2011). 여기서 λrt는 지역 r의 연도 t에서 신규 외국인투자기업의 유입수의 기댓값(E(yrt))이며, β들은 회귀방정식의 상관계수를 의미한다.

$\[ \begin{array}{c}{\mathrm{\lambda }}_{rt}=\mathrm{e}\mathrm{x}\mathrm{p}({\beta }_0+{\beta }_1\cdot \mathrm{지}\mathrm{역}\mathrm{내}\mathrm{총}\mathrm{생}{\mathrm{산}}_{rt}+{\beta }_2\cdot {1\mathrm{인}\mathrm{당}\mathrm{지}\mathrm{역}\mathrm{내}\mathrm{총}\mathrm{생}\mathrm{산}}_{rt}+{\beta }_3{\cdot \mathrm{평}\mathrm{균}\mathrm{월}\mathrm{급}\mathrm{여}\mathrm{액}}_{rt}\\ +{\beta }_4\cdot \mathrm{실}\mathrm{업}{\mathrm{률}}_{rt}\mathrm{ }+{\beta }_5\cdot \mathrm{국}\mathrm{내}\mathrm{기}\mathrm{업}\mathrm{의}\mathrm{ }\mathrm{밀}\mathrm{집}{\mathrm{도}}_{rt}+{\beta }_6\cdot \mathrm{외}\mathrm{국}\mathrm{인}\mathrm{투}\mathrm{자}\mathrm{기}\mathrm{업}\mathrm{의}\mathrm{ }\mathrm{밀}\mathrm{집}\mathrm{도}\\ +{\beta }_7\cdot \mathrm{경}\mathrm{제}\mathrm{자}\mathrm{유}\mathrm{구}\mathrm{역}+{\beta }_8\cdot \mathrm{자}\mathrm{유}\mathrm{무}\mathrm{역}\mathrm{지}\mathrm{역}+{\beta }_9\cdot \mathrm{외}\mathrm{국}\mathrm{인}\mathrm{투}\mathrm{자}\mathrm{지}\mathrm{역})\end{array} \]$

(1)

Ⅳ. 실증분석의 결과

특별경제구역이 외국인투자기업의 유입 수에 미치는 효과를 파악하기 위하여 회귀분석을 실시한 결과를 <표 5>에 제시하였다. 광역시도의 신규 외국인투자기업의 수를 종속변수로 설정하여, 모형(1)에서는 통제변수만을 포함, 모형(2)에서는 특별경제구역 변수만을 포함, 모형(3)에서는 모든 변수를 포함하여 분석한 결과를 제시하였다. 마지막으로 모형(4)에서는 특별경제구역 변수들과 국내기업의 밀집도와 상호작용변수를 추가로 포함하여 분석한 결과이다. 모형 (3)과 모형 (4)는 모형 (1)에 비하여 로그우도(log likelihood)값이 증가하므로, 특별경제구역과 상호작용변수들이 외국인투자기업의 입지선택에 추가적인 설명력을 갖는다(Gujarati, 2011)고 할 수 있다.

<표 5>

특별경제구역이 외국인투자기업의 유입에 미치는 효과 분석

분석의 결과, 전반적으로 지역의 외국인투자기업의 입지에 가장 유의한 영향을 미치는 변수는 지역내총생산, 평균월급여액, 국내기업의 밀집도와 외국인투자기업의 밀집도이다. 그리고 다음으로는 특별경제구역 중, 경제자유구역과 외국인투자지역이 외국인투자기업의 지역 유입과 유의한 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 자유무역지역은 유의하지 않은 것으로 나타났다.

본 연구의 가장 주요한 설명변수인 특별경제구역과 관련하여, 세 개의 특별경제구역 변수들이 서로 다른 상관계수와 통계적 유의성이 나타났다는 점과 국내기업의 밀집도와 상호작용변수를 추가로 분석함으로써 드러나는 순수한 특별경제구역 변수들의 효과에 주목할 필요가 있다. 우선, 모형(2)와 모형(3)을 비교하면, 통제변수의 유무에 상관없이 경제자유구역과 외국인투자지역은 외국인투자기업의 입지에 유의한 양(+)의 효과가 있고, 자유무역지역은 유의하지 않은 것으로 나타난다. 이는 일관되게 특별경제구역들이 외국인투자기업들의 입지선택에 통계적으로 유의하지 않다는 결과를 도출했던 국내의 연구(이호영 & 박원석, 2011; 김재훈, 2015; 정필립 & 남진, 2016)들과 상반되며, 오히려 중국 등을 대상으로 경제특별구역들의 긍정적 효과를 발견했던 해외 연구들(Head & Ries, 1996; Meyer & Nguyen, 2005; Wu & Radbone, 2005)과 공통된 결과이다. 본 연구는 그간 국내선행연구들과 다르게 특별경제구역들을 세분화하고, 가산 종속변수를 분석하기 위한 음이항회귀분석모형을 이용함으로써 그간 국내에서 다소 무시되어온 특별경제구역들의 긍정적인 효과를 확인할 수 있었다.

설명변수들을 모두 포함한 모형(3)에서 경제자유구역 변수의 통계적 유의성은 외국인투자지역보다 더 높게 나타난다. 광역시도에서 경제자유구역이 존재할 경우, 그렇지 않은 지역에 비하여 외국인투자기업의 유입이 평균적으로 49.9% 증가하는 것으로 나타난다(p<0.05).⁴⁾ 광역시도에 외국인투자지역이 1개소가 증가할수록, 외국인투자기업은 평균적으로 0.1개가 증가하는 것으로 나타났다(p<0.01). 비록 두 개의 변수를 직접 비교할 수는 없지만, 이 결과는 국내유입 외국인투자기업이 광역시도 단위에서 입지를 선택할 때는 그 지리적 파급효과의 범위가 넓고, 지원 혜택이 더욱 포괄적인 국가에서 지정하는 경제자유구역이 더 중요한 고려요인이 되는 것을 의미한다. 한편으로 시군구에서 외국인투자기업를 유치하기 위한 외국인투자지역은 광역시도 단위에서는 그 영향력 또한 제한적인 것을 확인할 수 있다⁵⁾. 비록 자유무역지역은 국가에서 운영하고 있으나, 지역의 특성이나 세부 지원내용의 초점이 수출 위주의 외국인투자기업에 맞추어져 있으므로, 일반적으로 한국시장 자체를 겨냥하는 외국인투자기업(김재훈, 2015)의 중요한 고려사항이 아닌 것을 알 수 있다. 또한 항구와 항만이 외국인투자기업의 국가간 입지선택에서는 유의하지만, 국가 내 지역간 입지선택에서는 유의하지 않은 고려사항임을 밝힌 연구(Syamwil & Tanimura, 2000)와도 유사한 분석결과이다.

추가적으로 모형 (4)에서 특별경제구역들과 국내기업의 밀집도의 상호작용 변수를 포함하여 분석한 결과, 경제자유구역x국내기업의 밀집도 변수와 외국인투자지역x국내기업의 밀집도 변수는 통계적으로 매우 유의한(p<0.01) 것으로 나타났다. 이 경우에도 자유무역지역의 상호작용 변수는 유의하지 않았다. 또한 상호작용변수를 이용하여 특별경제구역들과 국내기업 밀집도의 연관성을 통제한 결과, 경제자유구역 변수의 의 독립적 효과가 사라지고, 외국인투자지역의 변수의 독립적 효과는 오히려 그 유의도가 증가하고 있는 것은 주목할 필요가 있다. 이는 경제자유구역이 기존에 외국인투자기업의 입지에 유의하다고 밝혀진 지역의 시장 규모, 노동시장의 여건, 그리고 기업의 집적효과를 극복하는 효과는 가지지 않은 것을 의미한다. 이를 경제자유구역x국내기업의 밀집도 변수가 양(+)의 상관계수를 가지는 것과 함께 검토하면, 광역시도에 국내기업의 밀집도가 높을수록 경제자유구역이 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과가 증가함을 의미한다. 이는 특별경제구역들과 기업의 밀집도간에 상호의존적 효과가 존재함을 밝힌 연구(Head & Ries, 1996)와 일치한다. 외국인투자기업은 경제자유구역이 존재하는 광역시도들을 대상으로 입지를 고민할 경우, 국내기업의 집적수준이 높은 지역에 입지할 가능성이 높다. 하지만 경제자유구역이 존재하더라도 국내기업이 집적되어 있지 않은 지역은 선택하지 않을 것이다.

한편, 모형(4)에서 외국인투자지역 변수의 상관계수(0.103→0.217) 및 유의도(p<0.1 →p<0.001)가 증가하면서, 외국인투자지역x국내기업의 밀집도 변수의 상관계수가 음(-)인 것은 현재 국내의 외국인투자지역의 지역특성과 그 효과를 반영한다. 이 두 가지를 종합하면, 외국인투자지역은 국내기업의 밀집도가 증가할수록 외국인투자기업의 입지에 부정적인 효과를 미치는 것이 아니라, 반대로 국내기업의 밀집도가 낮은 지역에서 외국인투자지역의 지정이 외국인투자기업의 유입의 증가에 유의한 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 이는 차미숙 & 정윤희(2002)와 Wu & Radbone(2008)이 지자체에서 지정하는 특별경제구역은 대부분 기업환경이 상대적으로 열악한 주변(periphery)지역에 존재하고 있으며, 제도가 아니었으면 이 지역에 입지하지 않았을 외국인투자기업을 저렴한 부동산 등의 혜택으로 유인하여, 결과적으로는 외국인투자기업을 주변지역으로 분산, 배치하고 있음을 발견한 것과 유사한 결과이다.

특별경제구역들 외에, 통제변수들에서도 예외적인 분석결과가 나타났다. 첫 번째, 시장의 규모에 있어 지역내총생산 변수는 외국인투자기업의 입지에 유의한 양(+)의 영향을 미치고 있으나, 1인당 지역내총생산 변수는 음(-)의 효과를 가지고 있는 것으로 나타난다(모형 (3)과 (4)). 1인당 지역내총생산이 백만원이 증가하면 평균적으로 외국인투자기업은 약 0.01개 감소하는 것으로 나타난다. 이는 외국인투자기업은 현지국의 시장 전체를 대상으로 투자하기 때문에 지역 시장의 구매력은 중요하게 고려하지 않는 가운데, 1인당 지역내총생산이 반영하는 높은 물가와 지대 등을 회피하고 있음을 의미한다(김재훈, 2015; Schäffler 외, 2017).

노동시장의 여건과 관련하여, 모형 (3)과 모형 (4)에서 평균월급여액 변수는 지역의 외국인투자기업 유입에 양(+)의 상관관계를, 실업률 변수는 이에 음(-)의 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 이는 저렴한 인건비가 외국인투자기업의 입지에 중요한 요인임을 밝힌 연구와는(Pusterla & Resmini, 2007) 상반되는 결과이다. 이는 국가단위의 저임금이 외국인투자기업의 국가간 입지선택에는 유의한 요인이지만 지역간 입지선택에서는 그다지 중요한 요인이 아닌 가운데, 높은 평균월급여액이 반영하는 고숙련, 고학력 인력에 대한 선호도를 반영하고 있음을 유추할 수 있다(이기동 외, 2008; Schäffler 외, 2017). 지역실업률의 증가가 외국인투자기업의 입지를 감소시키는 것은 외국인투자기업이 이를 가용인력의 가능성(Schäffler 외, 2017)보다는 노동시장의 경직성(Basile 외, 2008)으로 받아들이고 회피하고 있음을 나타낸다.

마지막으로 기업의 집적효과는 국내기업의 밀집도 변수와 외국인투자기업의 밀집도 변수 모두 높은 통계적 수준에서 외국인투자기업의 지역내 유입에 양(+)의 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 특히 모형 (4)에서 외국인투자기업의 밀집도가 국내기업의 밀집도보다 더 높은 통계적 유의도를 가지는 것은, 현지국의 기업정보가 부족한 외국인투자기업들이 지역의 기존 외국인투자기업의 집적을 그들에게 특화된 생산요소의 부존 및 외국인 친화적 생활환경 등을 나타내는 신호로 이해하고, 선호하고 있음을 의미한다(Head 외, 1999).

Ⅴ. 결 론

본 연구는 특별경제구역이 신규 외국인투자기업의 입지선택에 미치는 효과를 광역시도 단위에서 실증적으로 분석하고자 하였다. 선행연구 검토를 통해 현지국 입장에서 외국인투자기업의 입지요인들을 검토하고, 특히 특별경제구역이 외국인투자기업의 입지에 미치는 효과의 이론적 배경을 확인하였다.

최근 12년간(2006~2017) 동안 국내에 신고된 신규 외국인투자기업 7,354개를 대상으로 분석한 결과에 따르면, 전반적으로 지역의 외국인투자기업의 입지에 가장 유의한 영향을 미치는 변수는 지역내총생산, 평균월급여액, 국내기업의 밀집도와 외국인투자기업의 밀집도이다. 그리고 다음으로는 특별경제구역 중, 경제자유구역과 외국인투자지역이 외국인투자기업의 지역 유입과 유의한 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 특히 외국인투자기업의 광역시도단위 입지에는 그 지리적 파급효과의 범위가 넓고, 지원 혜택이 더욱 포괄적인 국가에서 지정하는 경제자유구역이 지자체에서 지정하는 외국인투자지역보다 더 중요한 고려요인이 되는 것을 의미한다. 자유무역지역 변수는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 그간 특별경제구역들이 외국인투자기업들의 입지선택에 통계적으로 유의하지 않다는 결과를 도출했던 국내의 연구(이호영 & 박원석, 2011; 김재훈, 2015; 정필립 & 남진, 2016)들과 상반되는 것이다. 본 연구는 그간 국내선행연구들과 다르게 특별경제구역들을 세분화하고, 가산 종속변수를 분석하기 위한 음이항회귀분석모형을 이용하여 차별된 결과를 발견할 수 있었다.

나아가 특별경제구역들과 국내기업의 밀집도의 상호작용 변수를 분석한 결과, 경제자유구역의 독립적 효과는 없으며, 국내기업의 밀집도가 높은 지역에서 경제자유구역이 외국인투자기업의 입지에 긍정적 효과가 발현되는 것으로 나타났다. 반면에 외국인투자지역은 상대적으로 기업환경이 상대적으로 열악한 지역에 존재하고 있지만, 저렴한 부동산 등의 혜택으로 외국인투자기업을 유입을 증가시키는 효과가 있음을 확인할 수 있었다.

국가의 경제자유구역 및 지자체의 외국인투자지역의 분석결과로 몇 가지 정책적 시사점을 도출할 수 있다. 첫째, 정부는 지역의 경제수준에 적합한 경제자유구역을 설계해야 한다. 본 연구에 따르면 신규 외국인투자기업은 경제자유구역이 존재하는 다수의 광역시도 중에서도 기업의 집적도가 높은 지역을 선택했다. 현재 경제자유구역정책은 당초 우리나라의 대외적인 외국인투자유치 경쟁력을 증대하는 것이 주목적이었으나, 현실적으로는 지역균형개발의 차원에서 인프라가 부족하거나 인근 대도시권과의 연계 가능성이 불확실한 지역에도 지구가 지정되어 있다(KDI, 2014). 하지만 정책투자의 효과를 높이려면, 기업의 집적수준이 높은 지역을 중심으로 경제자유구역 대상지를 재정비하여 국내기업의 집적에 의존도가 높은 외국인투자기업의 수요를 충족시킬 필요가 있다.

둘째, 지자체의 외국인투자지역 정책은 상대적으로 기업의 밀집도가 낮은, 기업환경의 수준이 부족한 지역이 우선으로 활용할 필요가 있다. 비록 외국인투자지역은 광역단위에서는 그 효과의 발현이 제한적이기는 하지만, 기업의 밀집도가 낮은 지역에서도 저렴한 부동산 및 지역특화산업 네트워크의 확보 등으로 외국인투자기업의 입지를 증가시키는 효과가 있음을 확인했다. 따라서 외국인투자지역의 지정은 상대적으로 산업규모가 국제경쟁력을 확보하기에 부족한 지역을 대상으로 지정·운영하며, 이미 규모의 경제를 확보한 지역은 오히려 외부불경제를 최소화할 수 있는 양질의 산업인프라 구축과 국제수준의 제도 개선 등의 사업에 더 중점을 둘 필요가 있다.

본 연구는 상기의 기여사항과 시사점에도 불구하고, 외국인투자기업의 국내유입 동기의 시대적 변화를 고려하지 못했다는 한계점을 가지고 있다. 본 연구의 주요 분석대상인 경제자유구역은 2003년, 자유무역지역은 1970년, 외국인투자지역은 1994년 이후에 지정·운영되기 시작하여 그 시점이 모두 다르다. 각 특별경제구역의 정책수요에는 당시의 국가주력산업의 육성과 이를 위한 외국인투자기업의 유치 전략이 반영되었을 것이다. 그러나 본 연구에서는 2005년 이전에는 설명변수에 대한 연도별 패널 자료를 확보하지 못한 관계로 비교적 최근 기간에 한정된 효과만 분석하게 되었다. 또한, 최근의 코로나바이러스(COVID-19)의 대유행으로 국가 간 투자의 흐름이 경색되고 있는 상황은 향후 글로벌위기상황이 특별경제구역이 외국인투자기업의 입지선택에 미치는 효과에 어떤 영향을 미치는지, 나아가 특별경제구역은 어떻게 투자의 안정성을 확보하고 국가 및 지역의 경제적 회복 탄력성에 기여할 것인지에 대한 연구과제를 남겼다. 향후에 본 연구에서 활용된 관련 통계자료가 다년간 축적된다면, 정부의 특별경제구역이 국가의 산업발달주기와 글로벌경제주기 속에서 지역경제에 미치는 역할에 대한 심도 있는 연구를 진행할 수 있을 것으로 기대된다.

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