아세안 도시집적의 차이가 발전에 미치는 영향

전통적 의미에서의 발전은 국가의 인구 증가율보다 더 빠른 속도로 산출량을 증가시킬 수 있도록 하는 지속적인 1인당 소득 증가를 의미한다. 그러나 1970년대 이후 발전에 대한 새로운 경제적 견해가 등장한다. 수많은 개발도상국이 경제성장 목표를 달성했음에도 대다수 국민들의 생활수준이 변화하지 않았기 때문이다. 빈곤, 불평등, 실업 감소 차원에서 발전 재정의가 요구되었고 ‘성장으로부터의 재분배(redistribution from growth)’를 논하게 된다. 이후 발전의 개념은 경제성장, 불평등 감소, 빈곤근절, 사회구조 변화를 수반하는 다차원적 과정으로 생각되어야 한다는 인식이 도입되었다(Todaro and Smith, 2016; 방설아, 2019).

오늘날 발전의 정의는 Sen Amartya의 역량(capability) 접근법에 많은 영향을 받았다. 자유의 범위와 영역은 경제성장, 물적 및 인적자본 축적과 무관하지 않으나, 이보다 더 넓은 관점에서 바라봐야 함을 강조한다. 후생경제학에서 Sen의 공헌은 평가 기준으로 효용, 소득을 넘어 건강, 수명, 교육수준, 정치적 자유 등 다양한 정보를 활용했다. Sen의 저서 「자유로서의 발전(development as freedom)」에서 개인의 자유 확장은 발전의 일차적 목표이자 주요 수단이며, 발전이란 사회 구성원이 겪는 부자유를 제거하는 것이라고 설명한다. 발전의 최우선 목표는 인간의 자유라는 명제를 제시하며, 정치적 자유, 경제적 용이성, 사회적 기회, 투명성 보장, 안전 보장을 자유의 다섯 가지 유형으로 정의하였다(Sen, 1999; 방설아, 2019).

센의 발전 이론은 UNDP의 인간개발지수(Human Development Index, 이하 HDI) 및 다차원적 빈곤지수(Multidimensional Poverty Index, 이하 MPI)의 개발에도 영향을 미쳤다. 또한 발전의 정의를 단순히 경제적 화폐기준보다 넓은 범주인 빈곤감소, 교육, 보건, 생활수준 향상 등의 개념으로 확장하게 되었다(Anand and Sen, 1997).

따라서 발전의 지표는 다차원적 관점에서 여러 지표로 살펴볼 수 있으며(Harvard Magazine, 2011), 본 연구에서는 대표적으로 경제성장과 빈곤을 발전 지표로 선정하였다. 빈곤감소를 지표로 선택한 이유는, 발전은 부자유를 제거하는 것이고, 이러한 부자유 상태를 선택과 기회가 박탈된 빈곤으로 정의할 수 있기 때문이다. 경제성장 지표로는 보편적으로 많이 쓰이는 1인당 GDP를 사용하였다. Sen의 이론을 따르면 발전의 포괄적 개념으로 다차원적빈곤지수를 활용하는 것이 바람직하나, MPI는 2010년부터 데이터가 구축되어 국가별 표본이 충분치 않은 한계가 있다. 따라서 본 연구에서는 세계은행에서 빈곤지표로 사용하는 화폐기준의 빈곤측정 방식을 적용하였다.

도시화(urbanization)는 도시의 특성이 주변지역으로 퍼지는 확산(diffusion)의 개념, 도시 활동이 보편화되는 집약화(intensification)의 개념, 인구의 집중화(concentration) 현상이라는 세 가지 개념으로 해석된다. 확산의 개념은 시간의 경과에 따라 도시의 특성이 지방으로 퍼지는 과정을 의미하고, 근린확산과 계층확산 두 가지 경로로 이동한다. 집약화의 개념은 특정 도시 활동이 짧은 시간에 널리 보편화되는 현상으로, 도시의 다양성과 이질성을 만들어낸다. 인구의 집중화는 도시 수의 증가 또는 도시 인구의 증가 개념이다 (Eldridge, 1956; 김천권, 2017). 오늘날 급격한 도시화를 논할 때 보편적으로 적용되나, 도시에 대한 합의된 정의가 없기 때문에 적절한 통계를 제공하는 것이 쉽지 않다. 즉, 대규모 인구 밀집 지역부터 소도시 사이의 연속선에서 도시성이 사라지고 농촌으로 정의되는 지점에 대한 합의도출이 어렵다. 이로 인해 인구 규모에 의한 도시와 농촌의 구분은 조작적일 수밖에 없다(United Nations, 2013; 김천권, 2017). 따라서 도시개념을 대도시로 대표하여 설명하는 경우, 도시의 특수성에 과도하게 치중되고, 반대로 소규모 지역까지 포함할 경우, 도시에 대한 개념정립이 무의미해질 수 있다(김천권, 2017).

도시화로 인한 인구와 산업 활동의 도시 집중을 유도하는 주요 경제적 요인은 규모의 경제와 집적의 효과가 있다. 이 중 집적의 효과(agglomeration effect)는 인구 혹은 산업 활동이 특정 지역에 밀집함으로써 발생하는 경제 효과로 지역효과와 도시화 효과로 분류된다. 지역효과(localization effect)는 동종 산업이 특정 지역에 밀집하여 발생하는 경제적 효과이고, 도시화 효과(urbanization effect)는 여러 산업과 활동이 특정 지역에 밀집하여 발생하는 효과이다. 도시화 효과는 도시 규모에 영향을 받는데, 인구 집중으로 인해 다양한 산업과 활동이 입지하고, 접근성용이, 비용절감, 경쟁력 향상, 선택 범위 확장의 경제적 효과를 가져오기 때문이다. 도시집적이 경제적 효과만을 가져오는 것은 아니다. 인구집중으로 인한 집적의 불경제를 초래하여 토지수요 증가로 인한 지가 상승, 교통 혼잡, 대기 및 수질 오염 등 환경문제, 사회 갈등과 범죄를 증가시킬 수 있다(김천권, 2017).

동남아국가연합인 아세안(Association of South East Asian Nations, ASEAN)은 동남아시아 국가 간 전반적인 상호협력 증진을 위하여 10개국이 가입되어 있다. 2020년 세계은행 소득그룹 분류에 의하면, 싱가포르와 부르나이는 고소득 그룹, 말레이시아, 태국, 인도네시아는 고중소득 그룹이고, 기타 5개국은 모두 저중소득 그룹이다. 전 세계 GDP의 3.45%를 생산하는 신흥시장 아세안의 국가들은 국별 경제발전 수준, 경제구조 면에서 다양하다.

아세안 국가의 인구는 2018년 기준 약 6억 5천만 명으로 전 세계 인구의 8.57%를 구성하고 있다. 아세안에는 세계 인구규모 4위인 인도네시아가 있고, 44만 명의 부르나이가 있을 정도로 다양한 인구 규모를 갖고 있다. 아세안 국가들의 도시에 대한 정의는 국가별로 상이한데, 특히 도시인구나 공간적 기준에 대해 상당히 차이가 있다. 베트남의 경우 도시를 4,000명 이상의 주민을 가진 지역으로 정의하는 한편, 말레이시아는 1만 명 이상 인구를 보유한 인구밀집지역으로써 관보에 고시된 지역을 도시로 정의한다. 싱가포르는 도시국가로 인구 전체가 도시인구인 반면, 미얀마에서 도시정의는 공식적인 확인이 어렵다(UNEP, 2018; 김정곤 외, 2019).

Table 1은 2018년 기준 국가별 경제 및 도시화 현황에 대한 자료이다. 도시화율을 보면, 2018년 아세안의 도시화율은 48.9%로 세계 평균 55.29%에 비해 낮은 편이다. 특히 도시국가인 싱가포르와 브루나이를 제외하고, 고중소득국인 말레이시아, 인도네시아, 태국은 도시화율이 약 50%를 넘어 아세안 평균보다 높고, 저중소득국인 5개국은 현재의 도시화율이 높지는 않지만, 연평균 증가율(도시화 속도)은 상당히 빠르게 높아지고 있다.

Table 1.

Features of the economy and urbanization in ASEAN countries in 2018

2018년 아세안에는 인구 1,000만 명 이상의 메가시티(megacity)가 3개(자카르타, 마닐라, 방콕), 인구 500만~1,000만 사이의 거대도시가 4개, 인구 100만~500만 사이 중규모 도시가 23개, 인구 50만~100만 사이 도시가 36개, 인구 30만~50만 소도시가 54개 있다. 특히 메가시티나 거대도시보다 중소규모 도시가 빠르게 증가했다. 또한 인구 100만 이상 도시일수록 도시 과밀화가 빠르게 진행되며, 이에 따라 행정구역을 분할하거나 확장하는 사례가 많았다(김정곤 외, 2019; UNDESA, 2019).

아세안 지속가능한 도시화전략(ASEAN Sustainable Urbanisation Strategy, 이하 ASUS)에서 중급도시의 중요성을 강조했는데, 2015년 기준 GDP비율과 인구 비율이 가장 높은 지역이기 때문이다(ASEAN, 2018). ASUS는 도시를 인구 500만 이상의 거대도시(Mega Regions), 100만에서 500만 사이의 대중급도시(Large Middlewights), 50만에서 100만 규모의 소중급도시(Small Middleweights), 30만에서 50만 사이의 소도시(Small Regions), 30만 이하의 농촌 지역(Rural Regions)로 구분하였다. 이 보고서에 따르면 2015년 대·중급도시와 소·중급도시의 실질 GDP비율이 각 32%와 16%이고 인구비율도 48%와 22%로 가장 높게 나타났다. 즉 아세안의 중급도시에서 GDP 비율이 높기 때문에 중급도시의 성장의 중요성을 강조했다.

도시화가 발전에 미치는 영향에 대한 선행연구에서 도시화율의 증가는 발전에 긍정적 영향을 미쳤다. 방설아(2019)는 105개국의 35년간 도시화 변화가 경제성장, 빈곤, 불평등에 미친 영향을 패널분석을 통해 실증적으로 분석하였다. 분석 결과 도시화율의 증가는 경제성장과는 양(+), 빈곤율과는 부(-)의 상관관계인 반면, 불평등은 증가시켰다. 특히 이 연구에서는 105개 국가를 1인당 국민총소득(GNI)에 따른 네 개의 경제 소득그룹으로 분류하여 경제수준에 따른 도시화 효과를 분석하였다. 도시화는 모든 소득그룹의 경제성장을 촉진시키는 효과가 있었는데, 그중 고중소득국의 도시화율은 타 소득그룹에 비하여 2배 정도 경제성장 기여효과가 있었다. 도시화의 빈곤감소 효과는 소득그룹별로 상이한 결과를 보였다. 고소득국의 도시화율 증가는 빈곤격차와 빈곤불평등을 오히려 증가시켰다. 싱가포르 및 부르나이와 같은 고소득의 도시계획은 소득격차 완화 및 사회 빈곤층의 복지 여건 개선에 보다 관심을 기울여야 한다는 시사점을 도출했다. 반면 도시화는 고중소득, 저중소득, 저소득국의 빈곤을 감소시키는 경향을 갖고 있으며, 경제성장과 마찬가지로 고중소득국에서 빈곤감소 효과가 가장 크게 나타났다. 본 연구의 분석대상인 아세안 8개국에 선행연구 결과를 대입해 본다면, 고중소득국인 태국, 말레이시아, 인도네시아의 도시화는 다른 아세안 국가에 비해 경제성장 및 빈곤감소에 큰 영향을 미쳤다고 설명할 수 있다. 본 연구는 선행연구와 달리 8개국을 대상으로 하여 표본 개수가 충분하지 않아 소득그룹에 따른 도시 규모별 도시화 효과를 다루지 못한 한계가 있다.

Sekkat(2013)은 개발도상국 대도시의 인구집적으로 정의되는 도시집중(urban concentration)과 빈곤에 대한 이슈를 다루었다. 빈곤, 도시집중 및 성장을 주요 변수로 설정하였고, 농촌 및 도시지역의 빈곤을 구별하여 그에 대한 환류효과를 살펴보았다. 연구 결과, 도시집중이 직접적으로는 도시와 농촌 지역의 빈곤을 증가키는 것으로 보이지만, 간접적으로 1인당 소득을 증가시켜 결국 두 지역의 빈곤을 모두 감소시켰다. 그러나 이 연구는 도시화율을 국가 전체의 도시인구 비율로 다루어 도시집적 규모별 도시화 효과를 파악하는 데 한계가 있다.

도시집적(agglomeration)과 빈곤관계 연구에서 일부 연구자들은 중급도시(secondary cities)의 중요성을 강조하였다. Ingelaere et al.(2018)는 이주자의 관점에서 빈곤감소를 위해 중급도시가 중요하다고 설명하였다. 탄자니아 kagara지역의 75명 이주자의 삶의 궤적을 추적하며, 왜 궁극적으로 중급도시에 종착하는 이주민이 더 많은지에 대한 질적 연구를 수행했다. 결과적으로 근접성과 중간적 공간 성격을 중급도시 선호 요인으로 제시하였다. 근접성은 이주의 중요한 요인으로 작용하는데 이런 점에서 중위도시는 재정적 접근이 쉽고, 탐색이 용이하여 최종 종착지로 선호된다. 따라서 잠재적 도시 이주자, 특히 도시에 기존 네트워크가 없는 사람들을 위한 활동 공간이 확장되는 데 중요한 역할을 한다. 또한 중급도시는 가족 생산에 기반한 농업 생활과 화폐교환 기반의 자본도시 경제의 중간에 있는 독특한 공간 성격을 갖고 있다. 따라서 연구자는 빈곤감소를 위해 대도시보다는 중급도시의 공공 투자가 중요하다고 제시하였다.

Gibson et al.(2017)는 대도시와 소도시의 성장에서 인도 농촌지역 빈곤감소에 더 영향을 미치는 도시를 알아보기 위한 연구를 하였다. 위성관측 방법을 이용한 야간조명 시간을 소득 성장의 지표로 사용하였고, 1993~1994년, 2011~2012년의 농촌지역 10만 가구의 빈곤율을 종속변수로 분석하였다. 분석결과, 농촌 빈곤은 도시지역의 경제성장과 정(+)의 상관관계가 있으며, 특히 대도시보다 소도시의 성장이 농촌지역의 빈곤율 감소에 더 크게 기여하는 것으로 나타났다.

Christiaensen and Todo(2014)는 탄자니아 도시화와 빈곤관계 연구에서 다레살렘 같은 대도시로의 이동이 중급도시로의 이동보다 경제적 이익이 높고 실질적으로 더 유리하다고 밝혔다. 그럼에도 불구하고, 중급도시로 이주한 인구가 대도시 이주 인구보다 두 배 이상 많고, 중급도시의 발전이 전반적 소득증가와 빈곤감소에 더욱 기여하므로 중급도시의 재원투자를 주장하였다.

한편 소도시 또는 대도시의 도시화가 오히려 빈곤감소에 역효과가 있다는 연구도 있다. Katsushi et al.(2017)는 Christiaensen and Todo(2014)의 연구를 비판하며, 도시 규모를 세분화하지 않고, 농촌의 기능 중 도시화의 전이단계에 있는 비농업 분야를 중요하게 다루지 않은 것이 연구의 한계라고 지적하였다. 또한 사라진 중간계층(missing middle, 중급도시와 농촌의 비농업분야를 포함) 및 거대도시(megacity)의 역할을 파악하기 위해 패널분석을 하였다. 연구 결과는 농업인구가 증가하면 장기적으로 빈곤을 감소시킬 수 있고, 이를 위해 농촌의 비농업 분야가 중요함을 강조하였다. 반면 거대도시의 인구 증가는 빈곤감소에 긍정적 역할을 하지 않고, 오히려 일부 국가는 빈곤을 증가시키는 부정적 역할을 한다고 설명하였다. 이를 바탕으로 연구자는 대도시나 중급도시가 아닌, 농촌지역과 비농업 분야의 지원을 확장하는 정책이 중요하다고 강조하였다.

Katsushi et al.(2017)과 달리 Ferre´ et al.(2012)는 대도시의 발전이 빈곤감소에 효과적이라 설명하였다. 알바니아, 브라질, 카자흐스탄, 케냐, 멕시코, 모로코, 태국, 스리랑카 8개 국가를 대상으로 도시화율과 빈곤관계를 분석하였다. 그 결과, 8개 국가의 빈곤은 도시 규모가 작을수록 빈곤율(FGT0)이 높고, 빈곤격차(FGT1)가 심했다. 또한 대부분의 도시 빈곤층은 중급, 소규모 도시에 거주한다고 분석하여, 도시규모가 작을수록 빈곤이 더욱 심하다고 설명하였다.

대부분 선행연구는 도시화가 경제성장과 빈곤감소에 효과적인 것으로 설명하였으나, 발전목표 달성을 위한 가장 효율적 규모의 도시화에 대해 설명하는 데 한계가 있었다. 특히 중급도시(secondary cities)의 중요성은 많이 언급되었으나, 도시집적의 규모나 국가의 지역적, 경제적 차이에 의한 영향은 구체적으로 다뤄지지 않았다.

본 연구와 선행연구의 차별성은 세 가지로 구분할 수 있다. 첫 번째, 도시화의 효과에 대한 선행연구는 도시화율을 총량적으로 보거나, 도시 집적의 규모를 구체적, 세부적으로 구분하지 않았다. 본 연구는 도시집적의 규모를 대도시, 중급도시, 소도시 3단계 구분하여 각각 도시화 효과와 도시집적 간 연계효과를 비교 분석하였다.

두 번째, 아세안 국가를 대상으로 분석을 하였다. 기존 연구는 주로 아프리카 및 인도와 같이 인구수와 빈곤율이 높은 지역을 대상으로 연구하였다. 그러나 대륙 또는 일부 국가의 사례를 개발도상국 전체 효과로 일반화하기 어렵다. 따라서 한국과 전략적 협력관계에 있는 아세안 국가를 대상으로 이들 국가그룹의 종·횡단면 자료를 활용하여 아세안 도시집적의 효과를 분석하였다.

세 번째, 패널데이터를 이용한 실증분석을 하였다. 중급도시의 중요성을 다룬 선행연구는 개인의 일화에 기반한 사례연구이거나 표본 국가의 범위가 제한적인 한계가 있다. 그러나 본 연구는 아세안 8개국의 35년 간 실증 데이터를 사용하여, 연구의 대상을 구체화하고 정량적 방식으로 연구하였다.

Table 7은 도시화율의 변화가 경제성장에 미친 영향을 분석한 내용이다. 모형1.1은 통합적 도시화율과 경제성장 관계에 대한 분석이고, 모형2.1은 도시화율을 세분화한 도시화율과 경제성장 관계를 분석한 내용이다. 1.1에서 도시화율은 경제성장에 양(+)의 영향력을 갖고, 유의확률 1% 범위 내에서 통계적으로 유의하다. 여타 조건이 일정하다면 전체인구에 대한 도시인구 비율, 즉 도시화율(urbanization)이 1% 상승하면, 1인당 GDP는 1.26% 증가하므로 경제성장에 긍정적 효과를 갖는다. 이와 비교하여 2.1의 (7)에서 세 개의 도시집적 규모별 도시화율 변수도 모두 1인당 GDP와 양의 상관관계에 있다. 대도시, 중급도시, 소도시의 도시화율 1% 증가는 각각 1.24%, 1.06%, 0.97%의 1인당 GDP를 성장시켰다. 대도시의 경제성장 효과가 가장 컸고, 다른 두 도시화율 변수도 통합적 수준의 도시화율 탄력계수(1.26)와 큰 차이가 나지 않았다.

Table 7.

Result of analysis (Economic growth)

모형 2.1에서 (1)부터 (3)은 도시규모별 도시화의 순효과를, (4)부터 (6)은 도시집적 상호 간 도시화의 연계효과를 파악할 수 있다. 인구가 500만 명 이상인 대도시(1)의 도시화율은 유의확률 범위 내에서 통계적으로 유의하지 않았다. 인구 50만 이상 500만 미만의 중급도시(2)와 50만 미만의 소도시(3)의 도시화율 1% 증가는 각각 1인당 GDP를 0.26%, 0.84%만큼 증가시켰다. (4)는 대도시와 중급도시의 도시화율 변수를 동시에 포함하고 관측치는 25개가 있다. 대도시와 중급도시 도시화율 1% 상승 시, 1인당 GDP는 0.92%, 0.82%씩 증가하였다. 대도시의 도시화 효과를 제거한 (5)에서 도시화율 1% 증가에 따라 중급도시는 0.28%, 소도시는 0.93%만큼 1인당 GDP가 증가했다. 하지만 중급도시의 도시화 효과를 제거한 모형 (6)은 유의한 결과가 도출되지 않았다.

도시화와 경제성장 모형의 분석을 통해 아래 내용을 추론할 수 있다. 우선 통합적 수준의 도시화율 변수와 도시규모별 세 도시권의 도시화율 변수는 경제성장에 대해 모두 양(+)의 상관관계를 갖고, 탄력계수의 절댓값 크기가 비슷하다.

두 번째는 소도시의 경제성장 기여에 대한 함의이다. 일반적으로 도시화의 경제성장 효과를 논할 때, 대도시를 도시집적효과의 공간적 중심으로 생각한다. 그러나 본 연구 분석결과, 소도시 도시화율은 대도시에 준하는 경제성장 기여효과를 갖고 있음을 확인하였다.

세 번째로 중급도시의 시너지 효과를 확인할 수 있었다. 중급도시를 대도시, 소도시와 연계하여 분석한 결과, 중급도시로만 분석한 도시화 계수보다 더 높은 탄력계수를 가졌다. 중급도시가 상위권역, 하위권역의 도시와 연계될 때, 도시화의 연계효과가 생긴다고 해석되며, 소도시보다는 대도시와 묶었을 때 탄력계수가 약 3배 정도 더 높았다. 반면 중급도시를 제외하고 대도시와 소도시의 도시화율만 변수로 삽입한 분석은 통계적으로 유의한 결과가 나오지 않았다. 따라서 중급도시의 도시화 효과는 단독으로 기능하는 것보다 대도시 및 소도시와 연계되었을 때 연계효과를 갖고, 중급도시가 없으며 경제성장에 대한 대도시와 소도시의 도시화 효과를 추정하기 어렵다.

네 번째는 세 그룹의 도시화 변수가 모두 포함된 모형(7)에서 대도시의 인구증가가 경제성장에 가장 크게 기여하였다. 이 분석의 관측치는 25개인데, 대부분 인도네시아, 말레이시아, 태국, 필리핀 자료로 상대적으로 소득수준이 높은 국가에 속해 있다. 세 도시권의 도시화율은 통계범위 안에서 모두 유의한 계수를 갖고 있고, 대도시, 중급도시, 소도시의 도시화율 순서로 탄력계수가 컸다.

Table 8은 도시화와 빈곤지수 FGT의 관계를 분석한 결과이다. 절대빈곤 인구비율인 빈곤지수(FGT0~2)를 종속변수로 하며, 통합적 수준의 도시화율과 도시집적 규모별 도시화율의 차이를 비교분석 하였다.

Table 8.

Result of analysis (FGT index: Poverty)

모형1.2와 2.2는 빈곤율(FGT0)을 분석한 모형으로 56개 표본을 분석하였다. 모형1.2에서 전체 도시화율 1% 증가는 $1.90 미만의 절대빈곤 인구비율을 3.53%만큼 감소시켰고, 유의확률 1% 수준에서 통계적으로 유의하다. 한편, 모형2.2(7)에서 대도시와 중급도시의 도시화율 1% 증가는 빈곤율을 각각 1.89%, 1.67%씩 감소시켰으나, 소도시의 도시화율은 빈곤율과 유의하지 않았다.

모형2.2의 (1)부터 (3)은 대·중·소도시 도시화율의 순효과를 분석한 것이다. 인구 500만 이상 대도시 도시화율이 1% 증가할 때 빈곤율은 1.16% 감소하였고(1), 50만 이상 500만 미만의 도시는 0.84%의 빈곤율이 감소했다(2). 또한 인구 50만 미만 소도시의 도시화율 탄력계수는 -1.25로 앞의 두 모형에 비해 빈곤율 감소 효과가 가장 크다(3). 모형 2.2의 (4)~(6)은 각 도시권역 도시화율과 빈곤율 감소의 연계효과를 분석하였다. 소도시의 도시화율 효과를 제거한 분석(4) 에서 대도시와 중급도시 도시화율의 빈곤감소에 대한 탄력계수는 각각 -2.21%, -1.86%이다. 이는 대도시, 소도시의 도시화율 효과를 단독으로 본 (1),(2) 분석의 계수의 절댓값보다 크다. 한편 중급도시와 소도시의 그룹인 (5) 분석은 도시화율 효과를 단독으로 본 (2), (3)의 탄력계수와 유사한 수준이다. 중급도시 도시화율을 제거한 (6)의 분석에서, 대도시 도시화율은 통계적으로 유의하지 않았다.

도시화와 빈곤율 관계 분석결과를 통해 다음과 같은 결론을 도출할 수 있다. 첫 번째, 대도시의 도시화율이 빈곤율 감소에 상당한 영향력이 있다는 점이다. Katsushi et al.(2017)는 대도시(mega city)의 도시화가 빈곤을 오히려 증가시킨다고 하였다. 또한 Christiaensen and Todo(2014)는 대도시의 도시화가 중급도시보다 경제성장에는 더 효율적이나, 중급도시(secondary town)의 도시화는 전반적 소득증가와 빈곤감소에 더욱 기여하므로 중급도시의 성장관리에 더욱 집중해야 한다고 주장했다. 그러나 연구 범위를 아세안 국가로 지정하였을 때, 대도시의 도시화율 증가는 중급도시나 소도시보다 절대빈곤인구를 더 많이 감소시켰다. 두 번째, 인구 500만에서 50만 사이의 중급도시가 단독으로 빈곤율 감소에 기여하는 효과보다는 상위, 하위 도시와 그룹으로 연계되었을 때 시너지 효과가 더 크고, 이는 경제성장 모형과 유사하다. 다만, 중급도시는 소도시보다 대도시와 함께 할 때, 빈곤인구 감소에 대한 탄력계수 절댓값이 더 컸다.

다음은 도시화율과 빈곤격차, 빈곤불평등의 관계를 살펴 본 1.3~4과 2.3~4 모형의 분석결과이다. 빈곤율은 빈곤한 인구의 수에 대한 비율로 빈곤의 양적인 부분에 대한 지표인 반면, 빈곤 격차 및 빈곤불평등은 빈곤인구 간의 소득격차와 빈곤 인구의 빈곤심도를 판단할 수 있는 지표로 질적 빈곤의 정도를 평가한다(방설아, 2019). 모형1.3에서 전체 도시화율 1%가 증가할 때, 아세안 절대빈곤 인구의 빈곤격차는 5.47%만큼 감소하였다. 모형 2.3에서 대도시와 중급도시가 합쳐진 그룹모형(4)는 25개의 관측치를 갖는다. 대도시와 중급도시의 도시화율 1% 상승은 유의확률 1%의 범위에서 절대빈곤층의 빈곤격차를 각 2.46%, 2.05%씩 감소 시켰다. 또한 중급도시와 소도시의 혼합모형(5)에 소도시의 도시화율 탄력계수는 -3.45%이고 중급도시는 유의하지 않았다. 대도시와 소도시의 혼합모형(6)에서 대도시 변수는 유의하지 않고, 소도시 도시화율만 -2.78의 탄력계수를 가졌다. 따라서 빈곤율 모형과 달리 중급도시 도시화 변수는 대도시 변수와 같이 있을 때에만 유의한 결과를 가지며, 소도시와 혼합한 모형에서는 연계효과를 갖지 않았다. 세 도시권의 도시화율 변수를 포함한 (7)분석에서 빈곤격차에 대한 탄력계수는 대도시(-1.89), 중급도시(-1.72), 소도시(-1.47) 순서로 나타났다. 한편 빈곤불평등에 대한 모형2.4.(7)의 탄력계수는 소도시(-1.94), 대도시(-1.87), 중급도시(-1.73) 순으로 나와, 절대 빈곤층의 빈곤 심도를 개선하는 데 있어서는 소도시의 기여가 더 크다.

도시화와 빈곤격차, 빈곤불평등 분석을 통해 아래 내용을 추론할 수 있다. 우선 통합적 수준의 도시화율과 대도시, 중급도시, 소도시의 각 도시화율은 빈곤율, 빈곤격차, 빈곤불평등에 대해 모두 유의확률 1% 범위 내에서 통계적으로 유의하고, 양(-)의 상관관계를 갖는다.

두 번째, 빈곤의 질적 수준을 평가하는 빈곤격차와 빈곤불평등에 대하여 대도시보다 소도시의 도시화가 더 효과적이다. 소도시는 절대빈곤층의 80% 이상이 거주하는 농촌지역과 지리적, 사회적, 경제적으로 밀접하기 때문에, 소도시의 발전이 농촌에 거주하는 절대빈곤층의 삶의 질에 직접적 영향을 줄 수 있다(De La O Campos. et al., 2018; 방설아, 2019). Cali and Menon(2013)은 도시화 효과가 농촌지역에 전파되는 과정을 경제연계효과(economic linkage effect)라 하며, 소비연계, 농촌의 비농업 고용 증가, 도시에서 농촌으로의 송금, 농촌 토지가격의 상승, 농촌 노동력의 활용 같은 활동이 농촌을 발전시킨다고 설명했다. 소도시의 도시화율 증가는 지역 경제를 비농업 및 산업 활동으로 전환시켜 도시의 경제성장을 촉진시키고, 경제연계효과를 통해 도시의 부가 인접 농촌지역으로 전달되어 농촌 빈곤층의 복지향상과 소득분배를 발생시킨다. 따라서 빈곤감소, 특히 빈곤격차와 불평등의 질적 빈곤을 줄이기 위해서는 대도시보다 소도시의 도시화가 더 효과적이다.

세 번째는 인구 500만 미만 50만 이상의 중급도시가 질적 빈곤에 미치는 영향은 소도시로의 낙수효과보다는 대도시와의 연계효과가 더 크다. 중급도시의 순효과를 분석한 모형과 중급도시와 소도시의 연계효과 모형에서, 중급도시의 도시화율은 빈곤격차와 빈곤불평등에 유의하지 않았다. 그러나 대도시와 중급도시의 연계모형에서 중급도시의 도시화율 증가는 빈곤격차와 빈곤불평등을 크게 감소시켰다. 따라서 인구 50만 이상 500만 미만의 중급도시의 성격은 대도시의 기능과 연계하여 고려할 때, 질적 빈곤을 감소시키는 효과를 갖는 것으로 해석된다.