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의정 호
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1 경기도지역의환경쿠즈네츠곡선 가설검증 : 대기오염물질을중섬으로 김지현 *. 김미숙 ** 目次 1. 서론 11. 경제성장과환경오염의관계 1. 환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 가설 2. 관련선행연구 분석모형의설정과분석자료 2. 분석자료 IV. 실증분석결과 1. 모형의적합성 2. 환경쿠즈네츠곡선가설검증결과 V. 결론 1. 분석모형 1. 서론 이제까지소득수준과환경오염간의역 U 자형 (inverted U-curve) 의관계, 소위환경쿠즈네츠 곡선 (Environmental Kuznets Cuπe, EKC) 의존재여부에대한연구는주로국가를대상으로이루어졌다. 이는근대화이후경제발전을위한노력은국가를중심으로전략적으로이루어져왔으며, 경제발전을추구하는후발국가들이공통적으로겪게되는심각한환경오염문제또한국가적차원에서개선하려는시도가있어왔기때문이다. 그런데환경오염문제는그성격의복잡성과다양성으로인하여중앙정부차원뿐만아니라지방정부차원에서도접근할필요가있다. 그러나대부분의지방정부에서는자체인력및재원의부족으로인하여적극적으로각지역의환경문제에대처하기보다는중앙정부나상위행정기관의결정을따라가는이른바하향식 (top-do뼈 ) 접근태도를보이는경향이있다. 이러한현실적상황은그대로학계에도반영되고있다. 즉언급하였듯이국가를상대로하는환 경쿠즈네츠곡선의존재여부에대한연구는 많이있으나, 미시적접근으로지역별소득수준 * 서울디지럴대학부동산학부교수 ** 한국토지공사국토도시연구원책임연구원

2 142 環境論議第 47 卷 (2008) 과환경오염간의관계를연구한시도는그리많지않다. 이에본연구에서는 1999 년부터 2004 년까지경기도지역을대상으로환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 가설을검증해보고자한다. 이를위해경기도시 군의 1 인당지역소득 (GRDP: Gross Regional Domestic Products) 과대표적인대기오염물질인질소산화물 (NOx), 황산화물 (SOx), 미 세먼지 (PM lo) 간의관계를실증분석을실시하였다. 경기도의시 군은각지자체별로저마 다고유한특성을가지고있어지역별특성효과를반영하기위하여 Error Component Regression 모형을사용하여환경쿠즈네츠곡선가설을검증하기로한다. Error Component Regression 모형은환경오염에영향을주는누락변수를효과적으로통제할수있어변수들의 영향력정도를보다정확하게추정할수있다는장점이있다. 11. 경제성장과환경오염의관계 1. 환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 가설경제와환경간의관계에대하여제기되고있는여러가지주장중가장주목을받고있는이론은초기경제발전은환경오염과자원고갈의문제를악화시키지만, 소득이증가함에따라경제발전과환경간의부정적인고리를끓을수있다는이른바환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 이다 1) (Seldon and Song, 1994; Holtz-Eakin and Selten, 1995; Grossman and Krueger, 1995; 1998; Koop and Tole, 1999; Hettige et al., 2000; Stem and Common, 2001; Ezzati et al., 2001; Dasgupta et al., 2002). Seldon 과 Song(1994) 에의하여발전되기시작한환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 에 대한이론은환 경오염, 오염저감노력, 그리고경제와의변화과정 (transition paths) 을설명하고있다. 이를효용 함수로설명하면다음의식으로표현할수었다. m앓 L e -ptαc, WK,A))dt s.t. K 느 φ( K) - δk-c-aand A 는 0, ( 식 1) ( 식 1) 에서효용함수 (utility function) 는소비 (c) 와오염 (w) 으로구성되고오염 (w) 은다시자 본스톡 (K) 과오염저감비용 (A) 에의하여결정되며이들간에는 (W(K, A), with aw/ ak > 0, aw/ aa < 0, a 2 w/ ak 2 늘 0, lw/ aa 2 > 0) 와같은함수관계가존재한다. 생산 ( 때 K)) 은한계생산물 체감의법칙에따라자본 (K) 이증가하면생산량도증가하지만일정수준에도달하게되면한 1) 환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 의명명은 1954 년경제학자쿠즈네츠 (S. Kuznets) 가경제성장과소득불평들과의 관계를밝히면서, 소득증가에따른불평등의관계가 역 U 자의곡선 모양을띤다는쿠즈네츠가설을 인용한데서비롯된것이다.

3 경기도지역의환경쿠즈네츠콕선가설검증 143 계생산량은감소하게된다. 한편자본 (K) 은 δ의비율로감가되고, 순투자 (net investment K= φ(10 -δk-c-a 이며, 자본의초기스톡은 Ko이다. ( 식 1) 에따르면국가의정책결정자는그나라의정책우선순위나경제발전상태에따라국가경제의효용을최대화시킬수있도록 K, ζ A, 그리고 W의경로를결정하여야만한다. 경제개발초기에는산업활동이활발하지않기때문에오염발생량과소비량모두매우저조할가능성이높아서초기오염배출저감비용 A = 되지만, 산업활동이증가하면서경제성장이이루어지고이에따라발생하는환경피해를줄이기위하여오염저감비용 A도역시증가하게되다. 결국국민소득이증가할때소비의한계효용은일정하거나감소하고, 오염의한계비효용은증가하고, 한계오염피해는일정하거나증가하고, 한계저감비용은증가한다는위와같은조건 을만족하게되면환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 이 나타나게되는것이다. 그러나이이론모형은정 부가오염통제에대한편익과비용에대한충분한정보를가지고오염을규제한다는것을암 묵적으로가정하고있으며, 또한오염의외부효과는지역적으로한정하고있기에지역정부차 원의경제적유인책은외부효과를내부화 (intem 때 ization) 할수있다고가정하는한계가있다. 2. 관련선행연구 EKC 가설에대한실증분석에관한연구는현재에도활발히이루어지고있으나언급하였 듯이대부분국가를대상으로하고있다 (Seldon 때 d Song, 1994; Grossman and Krueger, 1995; Holtz-Eakin and Selten, 1995; 김지현, 1999; 김정언외, 1999; Hettige et al., 2000; Stem and Common, 2001; 조상섭외, 2001; Kiru, 2002; 김지욱 2002; 김지현 최충익, 2006). 이들연구들에따르면국가마다차이가았으나대략 l 인당소득 5,000-8,000 달러수준에이르면경제발전과함께증가하던오염물질의배출량이증가추세를멈추고감소하기시작하는것으로나타나고있다기이에비하여미시적접근은상대적으로드물어한국가내지역을대상으로한연구는찾아보기드물다. 우리나라의경우김지욱 (2002) 이수도권지역을대상으로, 김정인 김경희 (2005) 는 6개광역도시를대상으로환경쿠즈네츠가설을검증하고자시도한바있었다. 한편, 환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 이 반드시역 U 자형태로만나타나지는않는다는사실을보 여주는연구도존재한다. de Bruyn 과 Opschoor( 1997) 는몇몇선진국의경우소득증가에따라 환경부하정도가감소하다가다시증가세로돌아서는 N 자형태의관계를보이고있다고주장 하였다. 또한 그림 1) 에서보이는바와같이소득이증가함에따라오염수준이극대점에도 달한후감소하기보다는증가와감소를반복하면서일정수준을유지하고있는 (race to bottom) 형태로나타나는변형된형태의환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 이 발견되기도하였다 2) 하지만이같은수치는분석방법에따라분석대상오염물질에따라큰차이를보이고있다.

4 144 環境論養第 47 卷 (2008) Pollution New Toxics Race to the Bottom Conventional EKC 출처 : Dasgupta et a.l, (2002). $ 5,000 $ 8,000 Income Per Capita 그림 1) 환경쿠즈네츠곡선의여러가지유형 (Dasgupta et al., 2002). 소득증대에따라대부분의오염물질의배출량은감소하지만, 산업사회 가지속됨에따라규제대상이되지않는새로운독성물질의배출량은 그림 1) 의 최상단곡 선처럼지속적으로증가하기도한다. 이와는대조적으로선진국의경험을본보기로삼아경 제발전초기단계부터환경오염에대한관심을기울여소득수준이증가하더라도오염이심 하지않아서환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 이일찍실현되기도한다 (Dasgupta et al., 2002). 우리나라 6 대도시를대상으로한김정인 김경희 (2006) 연구에서는분석결과역 U 자의환 경쿠즈네츠곡선이도출되었고, 3 차항에서통계적으로유의한정 (+) 의 값이나타나소득수준 이계속올라가면다시환경오염이다시증가하는추세를보이는 N 자형이도출되고있다는 것을실증적으로보여주었다. 그렇다면환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 에 영향을주는주요요인은무엇인가? De Bruyn(1 997) 과 Hettige et al. (2000) 은주요요인으로소득증가에따라보다깨끗한환경의질을요구하는소 비자 ( 환경에대한긍정적인소득탄력성 ), 산업구조 (industrial mix) 와기술의변화, 환경친화적 인상품과서비스를선호하는소비행태의변화, 환경의식증가, 그리고정부의오염저감정책 등을언급하고았다 분석모형의설정과분석자료 1. 분석모형 일반적으로횡단면자료와시계열자료가결합된패널자료 (panel data) 일경우설정된모형

5 경기도지역의환경쿠즈네츠독선가설검증 145 의오차항에는횡단면자료의교란요인과시계열자료의교란요인그리고두자료가결합하여생기는교란요인이모두존재할가능성이높다. 따라서패널자료를최소자승법 (OLS: ordinary least sq없 re) 을적용하여추정하면오차항에이분산과자기상관이발생할가능성이높다. 이러한오차들을통제하기위해 Error Component Regression Model을이용하는것이좋 다. 왜냐하면 Error Component Regression Model 는시계열자료와횡단면자료에서발생할수 있는다중공선성문제를완화시켜주며, 순수한시계열및횡단면자료로는쉽게얻을수없는 효과들을추정할수있기때문이다. 무엇보다도 Error Component Regression Model 은독립변 수로통제할수없는누락변수 (omitted v 뼈 able) 에대해통계적으로통제를해줘최소자승법 (OLS) 을적용했다면과대추정될가능성을줄여준다. 본연구에서는대기오염과경제성장의관계를분석하기위해다음 ( 식 2) 와같은 Error Component Regression Model 을설정한다. Yit= a+ ßXit+ μ it, 여기서 μ = μ i +liit ( 식 2) 여기서 yit 와 Xit 는 i 번째지역 ( 시또는군 ) 의 t 시점의관측치가결합된종속변수와설명변 수이다. Xit가 k개라면 R는 (kxl) 벡터이다. 잔차항은 μi에대해어떤가정을하고추정하느냐에 따라고정효과모형 (fixed effects mod 해과확률효과모형 (random effects model) 으로나눌수있 다. μl 가특정한확률분포를따르지않고, 횡단면자료마다고정된모수를가지면고정효과 모형이고, μl가 iid(o, 돼의분포를갖는임의변수이면확률효과모형이된다. 고정효과모형 (fixed effects model) 이란시계열단위나횡단면단위가서로다른절편값을갖게될것이란가정하에결합된자료를활용하여추정하는모형이다. 고정효과모형에서는설명변수와상수항사이에종속관계가없다면기존의회귀방정식에서더미를도입하여추정한결과와같다. 확률효과모형 (random 짧cts model) 은상수항 a가지역별로다르고오차항이정규분포를따르는확률변수라는가정하에추정하는것이다. 절편항의값이시기와횡단면단위에따라변화하는요인을오차항의분포에서찾으려는모형이다. 확률효과모형에서는오차항이 3가지서로독립적인요인, 즉시간과횡단면단위그리고두항목의복합적요인으로구성되었다고가정한다. 본연구에서는 1 인당 GRDP와대기오염물질배출량에영향을주는산업구조가각지역마다독특한특성을가지고있을것이란가정하에오차항을지역특성효과로분해한다. 시간에따르는구조적이고체계적인영향력이통일하게각시군에영향을미쳤을것이란가정하에오차항을시간특성효과로도분해한다. 이에따라본연구에서는 Two-way Error Component Regression ModeI3} 을통해서환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 의존재를검증해보고자한다. 3가지대

6 146 環境論옳第 47 卷 (2008) 기오염물질인질소산화물 (NOx), 황산화물 (SOx), 미세먼지 (PMlO) 과 1 인당지역별소득수준 (G 뻐 P per capita) 간의환경쿠즈네츠곡선의추정을위해선형함수대신에로그 - 로그 (log-lo 잉 함수의형태를선택했으며이를식으로나타내면다음과같다. lnno x = β0+ β l lngrdp + β2( lngrdp) 2 + êit ( 식 3) lnso x = β 0+ ß llngrdp + ß2(lnGRDP) 2 + êit lnpm 10 = βo + ß 1 ln GRDP + ß 2 ( ln GRDP) 2 + êit 2. 분석자료본연구에서사용한자료는 1999년부터 2004년까지경기도 31 개시 군의 1 인당지역소득 (GRDP) 자료와지역별지리와이동오염원과연관성이높은대기오염물질인질소산화물이Ox), 황산화물 (SO치, 미세먼지 (PM lo) 이다.4) 1 인당 GRDP는경기도홈페이지에발표된자료를, 대기오염물질배출량자료는국립환경과학원의대기정책지원시스템 (C뾰 SS: Clean 뻐 Policy Support System) 이구축한자료를이용하였다. 대기정책지원시스템에서구축하고있는대기오염물질의배출원은산업시설동고정오염원뿐아니라도로이동오염원, 비도로이통오염원등을대상으로오염물질을배출량을구축하고있다. 표 1) 에서보이는바와같이경기도전체의 GRDP는 1999년부터 2004년까지꾸준히증가하고있다. 그런데전체적인경기도의소득수준이증가하는것과함께표준편차가지속적으로늘어나고있는것으로보아지역간격차가켜지는것으로보인다. < 표 1) 에서보는바대로 1999년에는가장소득수준이높은지역의 GRDP는약 II 조이고소득수준이낮은지역의 GRDP는 5 천억정도였으나, 2004년에는전자가약 18.8조로 GRDP가급성장한반면에 표 2) 경기도 GRDP 기초통계량 ( 단위 :10 억원, 2000 년 = 100) 평균 3,213 3,606 3,795 4,201 4,311 4,734 표준편차 2,797 3,146 3,263 3,709 3,859 4,380 합계 99, , , , , ,743 최대값 10,944 12,253 12,845 14,727 14,349 18,796 최소값 자료 : 경기도청홈페이지통계정보의지역내총생산자료를재구성한것임. 3) Error Component Regression Model 은개별특성효과만을보는 One-way Error Component Regression Model 과개별특성효과와시간특성효과를동시에보는 Two-way Error Component Regression Model 로구분된다. 4) 본분석에서는 l 인당오염물질배출량을사용하였다.

7 경기도지역의환경쿠즈네츠곡선가설검증 , , ,000 등 100,000 뜸 80,000 I ø 60,000 40,000 20, 연도 난느경기도전체 + 관륙 = 10 좀 8 뚱 6 피 O 히 그림 2) 경기도전체 GRDP 와 1 인당 GRDP 비교 소득수준이낮은지역의 GRDP는거의증가하지않은것으로나타났다. 같은기간경기도의 1 인당 GRDP 역시꾸준히증가하고있으나전체 GRDP의증가세보다는낮은것으로보인다 (< 그림 2) 참조 ). 즉이기간동안경기도의인구는꾸준히증가하였고인구증가에따라경제활동도커지고있으나, 1 인당소득수준은이에상응하는수준은아님을보여준다.5) 표 2) 는 1999년부터 2004년까지경기도의질소산화물 (NOx), 황산화물 (SOx), 미세먼지 (PM lo) 의 배출량에대한기초통계량을정리한것이다. 이기간동안질소산화물의배출량은 증가추세에있는데, 특히 2001 년부터 2003년에는비교적크게증가하였다. 미세먼지의경우도같은기간꾸준히증가하고있었다. 반면황산화물의배출량은꾸준하게감소하고있었다. 3가지대기오염물질의 1 인당배출량역시전체배출량과유사한경향을보인다. < 그림 3) 에서보이는바처럼질소산화물의 1 인당배출량은 1999년부터 2001 년에감소하다가다시증가세로전환하여 2003년까지증가하다가 2004년부터는다시감소하고있었다 같은기간황산화물의전체배출량과 1 인당배출량은모두꾸준히감소하고있다. 미세먼지의 1 인당배출량은전반적으로는증가추세이지만 1999년 ~2000년, 2003년 ~2004년기간에는감소하였다. 5) 경기도의인구는분석기간중꾸준히증가하고있으며 2003 년에는천만명을넘어섰다.

8 200 (뻐꾀함)때빼( a~삐)빼줌패히148 環境論驚第 47 卷 (2008) 표 2> 경기도대기오염물질배출량기초통계량 ( 단위 : 천톤 ) 구분 평균 5,632 5,606 5,606 6,002 6,558 6,486 표준편차 4,372 4,199 4,676 4,655 5,015 4,707 NOx 총배출량 174, , , , , ,078 최대값 19,420 18,394 20,553 17,317 19,478 15,472 최소값 918 1,018 1, ,225 펑균 1,743 1,535 1,634 1,512 1,281 1,012 표준편차 2,519 2,728 3,218 2,601 1,941 1,541 SOx 총배출량 54,044 47,574 50,641 46,883 39,714 31,387 최대값 11,442 14,476 16,365 11,375 7,896 7,096 최소값 평균 표준편차 PMlO 총배출량 8,629 8,615 9,098 9,495 10,533 10,287 최대값 최소값 자료 : 국립환경과학원 C 뻐 SS =1배 듀누.~ 50 뼈뼈m 뾰 흩든흥 - 용 - 융 --. 듀듀 i m 연 닫관칸변칸냄띄 % 도반 X+ + 쫓 그림 3) 경기도의 NOx, SOx, PM lo의배출량비교 : 전체배출량과 l 인당배출량

9 경기도지역의환경쿠즈네츠곡선가설검증 149 IV. 실증분석결과 1. 모형의적합성 Error Component Regression Model을적용하여경기도를대상으로환경쿠즈네츠곡선 (EKC) 을추정한결과를분석하기전에먼저 Hausman 검정결과를이용해어느모형이더적합한지를판단할필요가있다. 즉 Hausman 검정의귀무가설이성립하면고정효과모형과확률효과모형에서얻은값이모두일치추정량이된다. 반면대립가설이성립하게되면고정효과모형은일치추정량이되지만확률효과모형의값은일치추정량이되지못한다. 표 3) 에서보는바처럼질소산화물이Ox) 의경우 Hausman 검정에의한 m값은 7.32 (Pr > ) 로나타나고정효과모형이더타당한것으로나타났다. 이는질소산화물의경우경기도의각시 군구별마다질소산화물배출량에영향을미치는고유한요인이있음을보여주는것이다. R 2 값도고정효과모형의경우가 0.944로확률효과모형 0.36보다훨씬크다. 황산화물 (SOx) 의경우 Hausman 검정에의한 m값은 1.50(pr > ) 로나타나확률효과모형이더타당한것으로나타났다. 황산화물의경우경기도의각시 군마다배출량에영향을미치는고유한요인이존재하지않고확률적임을보여주는것이다. 반면, R 2 값의경우확률효과모형보다고정효과모형의값이더크게나타났다. 미세먼지 (PM lo) 에 대한환경쿠즈네츠곡선검증결과는확률효과모형보다고정효과모형이 더적합한것으로나타났다. Hausman 검정에의한 m값은 8.64(Pr > ) 로나타나고정효과모형이더타당한것으로나타났다. 미세먼지의경우경기도의각시 군구별마다배출량에영향을미치는고유한요인이있음을보여주는것이다. R 2 값도고정효과모형의경우가 0.914로확률효과모형보다훨씬크다. 2. 환경쿠즈네츠곡선검증결과 첫째, 고정효과모형에따르면 I 인당 GRDP(1n GRDP) 변화에따르는질소산화물이 Ox) 의단 위탄력성은 1.928, GRDP 의 2 차증가분의단위탄력성 ((ln G 뻐 p)2) 은 로음 (-) 의 값을보 였다. 1 인당 GRDP 계수의 t 값의절대치가 3.07 로유의수준 1% 에서유의한것으로나타났고 1 인당 GRDP 의 2 차증가분계수의 t 값이 로유의수준 5% 에서유의한것으로나타났다. 이처럼질소산화물의경우소득의 2 차항의계수가음의값을나타내고있어, 1999 년에서 2004년까지기간동안경기도시 군에서는환경쿠즈네츠곡선이존재한다는것이검증되었다. 즉경기도의 31 개시 군들가운데 1 인당소득수준이낮은시 군들은질소산화물배출량도적지만, 소득수준이올라가면서질소산화물배출량이많아진다는것이다. 그러나소득수준이일정수준이상되는시 군들은오히려질소산화물배출량이점차감소하는경향을

10 150 環境論農第 47 卷 (2008) 보여주고있음을알수있다. 둘째, 1 인당 GRDP 변화에따르는황산화물의단위탄력성이 로음의값을보였다. 1 인 당 GRDP 의 2 차증가분의단위탄력성은 로양 (+) 의 값을보여경기도내시 군들에서는 환경쿠즈네츠곡선이나타나지않았다. 또한 1 인당 GRDP 1 차항, 2차항의계수모두유의수준 10% 에서유의하지않은것으로나타나 1 인당소득과황산화물의배출량과의관계는환경쿠즈네츠곡선의가설이실현되지않는것으로나타났다. 마지막으로고정효과모형에따르면 1 인당 GRDP 변화에따르는미세먼지 (PMl 이의단위탄 력성은 2.499, 1 인당 GRDP 의 2 차증가분의단위탄력성은 으로음 (-) 의 값을보였다. 그 리고두계수모두유의수준 1% 에서유의한것으로나타났다. 미세먼지의경우 1 인당 GRDP 의 2차항계수가음의값을나타내고있어, 질소산화물과마찬가지로 1999년 ~2004년동안경기도에서는미세먼지의배출량과소득간에는환경쿠즈네츠곡선이존재한다는것이검증되었다. 즉경기도의 31 개시 군들가운데 1 인당소득수준이낮은시 군들은미세먼지배출량도적지만소득수준이올라가면서미세먼지의배출량도함께증가하나, 소득이일정수준이상되는시 군들은오히려미세먼지배출량이점차감소하는추세를보여주고있음을알수있었다. 이제까지의 Error Component Regression 모형을통해환경쿠즈네츠곡션의가설을검증해본 결과경기도의경우질소산화물이 Ox), 미세먼지 (PM 피배출량과소득수준간에는역 U 자형 태의관계가성립함을확인할수있었다. 이는각지자체에따라소득수준이올라갈수록이들대기오염물질의배출량이감소하고있음을보여주는것이다. 하지만황산화물 (SOx) 은소득수준과환경오염간에는역 U자형태의관계가성립하지않는것으로나타났다. 국립환경과학원 (2006) 에따르면질소산화물과미세먼지의주된배출원은산업시설과함께자동차와같은도로이동오염원이다. 따라서소득수준이증가할수록배출량도증가할것으로예상되는대기오염물질이나, 이와함께배출저감을위해각시 군별로기울이는노력이일정수준성과를보고있다고말할수있다. 이에반하여황산화물은환경쿠즈네츠곡선이나타나지않았는데그이유는경기도의소득 수준이전반적으로황산화물의배출량이줄어드는전환점 (turning point) 을지났기때문으로 판단된다. 왜냐하면이제까지환경쿠즈네츠콕선의존재여부를실증분석한많은연구들은황산화물은소득수준이올라갈수록가장빨리배출량이저감되는대기오염물질중의하나라는것을주장하였기때문이다 (Selden and Song, 1994; 김정인 김진욱 박창원, 1999; 김지현, 1999; 김지현 최충익, 2006). 실제로우리나라의경우도 1 인당국민소득 (GDP) 이 1 만불에가까워지면서황산화물의배출량은현저하게감소하기시작하였다 ( 김지현, 1999). 따라서본

11 경기도지역의환경쿠즈네츠곡선가설검증 151 표 2> 경기도의환경쿠즈네츠곡선검증결과 ( 로그-로그함수 ) 확률효과모형 고정효과모형 오염물질 변수 (Randorn Effects) (Fixed Effects) coefficient( t -va1ue) coefficient(t-va1ue) mtercept 7.434(10.08)*** 6.489(6.74)*** ln NOx ln GRDP 1.352(2.47)*** 1.928(3.07)*** (ln GRDP) (-1.39) (-2.31 )** R DF 2 Hausman Test m Value 7.32 Pr> rn íntercept 8.191(4.73)*** (4.85)*** ln SOx ln GRDP (-0.66) (-0.87) (ln GRDPi 0.271(1.19) 0.281(1.18) R DF 2 Hausman Test m Value 1.50 Pr >m mtercept 4.123(4.78)*** 2.853(2.43)** ln PMIO ln GRDP 1.641(2.53)*** 2.499(3.27)*** (ln GRDP) ( -1.61) (-2.68)*** R DF 2 Hausman Test rn Value 8.64 Pr> rn *, **, ***: 각각유의수준 10%, 5%, 1% 에서유의. 연구에서는 1999 년부터 2004 년까지경기도를연구대상으로하였으며 1999 년은이미경기도 의 1 인당 GRDP 가 l 만불에육박하는시점이기에황산화물의환경쿠즈네츠곡선이관찰되지 않는것같다 C( 그림 2> 참조 ). V. 결론 본연구에서는경기도지역을대상으로각시 군별소득수준과대기오염배출량 (NOx, SOx, PMlO) 간의환경쿠즈네츠곡선가설여부를 Error Component Regression Model 를사용하여 실증분석하였다. 분석결과질소산화물과미세먼지는시 군들의소득이낮을수록배출량이

12 152 環境論輩第 47 卷 (2008) 적다가소득이증가함에따라배출량도증가하지만, 소득이일정수준을넘어증가하면배출량이감소함으로써환경쿠즈네츠곡선의존재가능성을보여주었다. 그러나황산화물의경우는이미경기도자체가환경쿠즈네츠곡선의소득의전환점을넘는소득수준에있기때문에환경쿠즈네츠곡선이발견되지않았다. 선행연구들은일반적으로소득증가에따라정부의환경투자나오염물질저감기술의발달등이환경쿠즈네츠곡선의존재를가능하게하지만, 본연구를통해서좀더미시적으로차원에서하나의광역행정구역내에서도지역간에환경쿠즈네츠곡선이존재할수있음을알수 있었다.6) 즉각시 군들은각각의인구특성, 산업구조, 지리적업지및도시구조, 차량통행 량, 지자체별환경오염저감노력등지역적특성이존재할것이며이것이본연구에서시도한 Two-way Error Component Regression Model을통해서고정효과가타당하다는 Hausman 검정결과를통해알수있었다. 경기도는서울, 인천과함께우리나라대기오염문제의핵심지역이다. 이에이들세지역은 수도권대기환경특별대책 을마련하여많은노력과재정투자를하고었다. 그러나보다더효과적인대기오염개선을위해서는지역적특성이반영된접근이필요할수있을것이다. 따라서추후연구는각지역별특성을좀더반영할수있는변수, 즉인구밀도, 도시화면적, 산업구조, 에너지소비량등을추가하여모형을좀더정교화한후환경쿠즈네츠곡선가설을검증할필요가있으며이러한연구결과가축적되어야환경정책과연계시킬수있으리라본다. 참고문헌 국립환경과학원 (2006), ~ 수도권대기질개선대책효과분석및사후관리방안 ~. 국립환경과학원 (1999~2004), 대기정책지원시스템 (CAPSS: Clean Air Policy Support System). 김정인 김진욱 박창원 (1999), 주요 OECD 국가의환경쿠즈네츠곡선검증 ; 환경경제연구 제 8권 1 호, 한국환경경제학회, pp 김정인 김경희 (2005), 한국의환경쿠즈네츠곡선에관한고찰." Ii통계연구 제 10권 1 호, 통계 청, pp 김지욱 (2002), 확률계수모형을이용한수도권지역의환경쿠즈네츠가설에관한재고찰." Ii자 원 환경경제연구 ~, 제 11 권 3 호. 한국환경경제학회, pp 김지욱 (2003), 환경오염과경제성장간의관계에대한모형구축및실증분석 " ~ 자원 환경경제 연구 ~, 제 12 권 3 호. 한국환경경제학회. 6) 실제로용인, 이천등은 I 인당 GRDP 가비교적높음에도불구하고대기오염물질배출량은적은지역들 이다.

13 경기도지역의환경쿠즈네츠곡선가설검증 153 김지현 (1999), Does an Environmental Kuznets Curve Exist in Korea s Case?", ~ 환경정책 ~, 제 7권 1 호, 한국환경정책학회, pp 김지현 최충익 (2006), 환경적측면에서평가한경제발전유형의국제비교분석 ~ 환경정책 J, 제 14권 1 호, pp 이정전 정회성 (2003), 한국환경정책의발달동인 : 정책의창문은어떻게열렸는가?, 환경정책연구 제 2권 I 호, pp 조상섭 강신원 김동엽 (2001), 비정태적패널자료를이용한환경쿠즈네츠가설에대한실 증분석 : OECD 177ß 국사례분석 ~ 자원 환경경제연구 제 10권 4호, 한국환경경제학회, pp 최충익 김지현 (2006), 지속가능한경제정책을위한기초연구 : 경제성장에따른대기환경오염변화를중심으로, 한국정책학회보 J, 제 15권 2호, 한국정책학회, pp 한국환경 정책평가연구원 (2001), IJ" 온실가스저감조치의환경적편익분석 J. 환경부 (2005) ~ 환경통계연감 제 18호, pp Dasgupta, Laplant, Wang and Wheeler (2002), Confronting Environmenta1 Kuznets C따ve", The Journal of Economic Perspectives, 16(1), pp.l de Bruyn, S., den Bergh, J. and Cφschoor, J. (1998), Economic growth and emissions: reconsidering the empirical basis of environmental Kuznets Curve" Ecological Economics, 25, pp Ezzati, M., Singer, B. and Kammen, D. (2001) Toward an integrated framework for development and environment policy: the dynamics of Environmenta1 Kuznets Curves", World Development 29, 8 pp Hettige, H., Mani, M. and Wheeler, D. (2000) Indusπial pol1ution in economic development: Kuznets revisited" Journal of Development Economics, 62, pp Holtz-Eakin, D. and Selten T. (1995), Stocking the fues? C02 emissions and economic growth", Journal of Public Economics 57, pp Grossman, G., and Krueger, A. (1995), Economic growth and the environment" Quarterly Journal of Economics, 110(2), pp Kim, Ji-Hyun (2002), Changes in Consumption Pattems and Environmental Degradation in Korea," Structural Changes and Economic Dynamics 13, Elsevier Science B.V., pp Koop, G., and Tole, L. (1 999) Is there an environmenta1 Kuznets curve for deforestation?", Journal of Development Economics 58, pp Selden, T. and Song D. (1 994), Environmenta1 quality and development: Is there a Kuznets Curve air pol1ution emissions?" Joμmal of Eηvironmental Eco.η'omics and λlanageme, 까 27, pp Schmalensee, R., Stoker, T. and R. Judson (1998), World Carbon Dioxide Emissions: ",

14 154 環境論養第 47 卷 (2008) Review of Economics and Statistics, Vol. 80, 1998, pp Stern, D. and Comrnon, M. (2001), Is there an Environrnental Kuznets Curve for Sulfur" Journal 01 Environmental Economics and Management 41, pp Unr 띠 1, G. C. and W. R Moomaw (1 998), An Alternative Analysis of Apparent EKC-Type Trasitions", Ecological Economics, Vol. 25, pp 기타 경기도청홈페이지 gg.go.krφortal/site 끼 gg/template.page/page.gg _KYUNGG1..c 뼈 O 따 ~PAGE

15 (뻐회홈)빼빼줌(뻐$ ( 뻐a람) 빼빼줌경기도지역의환경쿠즈네츠곡선가셜검증 155 효 :!.. 르르 -. {믿람)빼빼줌% m m $ $ % *- - ro ro 3) 40 8J 00 소팀백 E벨 ) 부록 1) 경기도 I 인당 GRDP 와 NOx 배출량 ( 99-04) 00 8J mw $ t ro 3) 40 소득 { 백묘헨 ) 8J m 부록 2) 경기도 l 인당 GRDP 와 SOx 배출량 ( 99-04) 6 5 r ~ I i d ni i ) 40 소득 ( 백 ~ 원 ) 8J 부록 3) 경기도 1 인당 GRDP 와 PMlO 배출량 ( 99-04)

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 1, March 2018 : pp. 67~94 기온효과를반영한 한국의환경쿠즈네츠가설검정 * :,,,, . ( ),

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 1, March 2018 : pp. 67~94 기온효과를반영한 한국의환경쿠즈네츠가설검정 ** *** :,,,, *. ** ( ), papa@kogas.or.kr *** ( ), yongjulee@ynu.ac.kr - 67 - . - 68 - - 69 - . -