지역뮤지컬공연지불의사분석 - 안동시의 < 왕의나라 > 와 < 부용지애 > 를중심으로 - * 이종수 **1) Case Studies of Andong Musical WTP Lee, jongsoo 국문요약 Abstract
Ⅰ. 들어가는글 Ⅱ. 지역이벤트와뮤지컬공연 WTP 1. 지역이벤트의의의 대구경북연구제 13 권제 1 호
2. 뮤지컬공연과지불의사
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< 표 1 > 뮤지컬선행연구분석과본연구의차별성 구분 선행연구분석 연구목적연구방법주요연구내용
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< 그림 1 > 연구모형 Ⅲ. 안동뮤지컬공연 WTP 분석 1. 안동시민지불의사
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Π θ θ Π 대구경북연구제 13 권제 1 호
2. WTP 모형
Δ Δ η η Δ η η Δ Δ η η Δ 대구경북연구제 13 권제 1 호
대상재화선정 시나리오작성 설문지작성 현장설문시행 필요정보분석 < 그림 2 > CVM 의운용절차
< 표 2> NOAA 보고서의지침과수용여부 지침내용 수용여부 대구경북연구제 13 권제 1 호
대상재화선정 지불수단선택 지불의사유도 제시금액설계 설문방법선택 필요정보포함 < 그림 3> 설문지작성절차
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< 표 3> 제시금액설계 제시금액구간 ( 원 ) 명수 ( 명 ) 백분율 (%) 누적백분율 (%) < 표 4 > 조사대상자사회경제적특성요약구분표본수 ( 명 ) 백분율
구분표본수 ( 명 ) 백분율 < 표 5> 지역별조사대상자요약 구분표본수 ( 명 ) 백분율 대구경북연구제 13 권제 1 호
구분 표본수 ( 명 ) 백분율
< 표 6 > 지불의사액도출설문 조사원은가구당 1년에단한번씩만, 5년동안부담한다는사실을반드시주지시켜주십시오. 관련연구기관의분석결과, 앞에서설명드렸던산수실경뮤지컬 ʻ왕의나라ʼ 공연을현재와같은수준에서지속적으로수행하기위해서소요되는비용은매년한가구당 [Q1]( ) 원에서 [Q2]( ) 원사이라고합니다. [Q1, Q2를제시받은응답자의절반에해당하는질문입니다 ] A3. 앞서설명드린뮤지컬 왕의나라 공연을위해서귀하의가구에서는지방세를통해 [Q1]( ) 원을지불하실의사가있습니까? 만일귀하의가구에서해당금액을지불하시지않는다면뮤지컬 ʻ왕의나라ʼ 공연은이루어질수없을것입니다. 1 있다 [A4로가십시오 ] 2 없다 [A5로가십시오 ] A4. 그렇다면귀하의가구는 [Q2]( ) 원을지불하실의사가있습니까? 1 지불할의사가있다 [A6으로가십시오 ] 2 지불할의사가없다 [A6으로가십시오 ] [Q1, Q2를제시받은응답자의나머지절반에해당하는질문입니다 ] A3. 앞서설명드린뮤지컬 ʻ왕의나라ʼ 공연을위해서귀하의가구에서는지방세를통해 [Q2]( ) 원을지불하실의사가있습니까? 만일귀하의가구에서해당금액을지불하시지않는다면뮤지컬 ʻ왕의나라ʼ 공연은이루어질수없을것입니다. 1 있다 [ 다음페이지로가십시오 ] 2 없다 [A4로가십시오 ] A4. 그렇다면귀하의가구는 [Q1]( ) 원을지불하실의사가있습니까? 1 있다 [ 다음페이지로가십시오 ] 2 없다 [A5 로가십시오 ] A5. 그렇다면귀하의가구는단 1 원도지불하실의사가없습니까? 1 지불할의사가있다 [ 다음페이지로가십시오 ] 2 지불할의사가없다 [A6 으로가십시오 ] A6. 귀하께서단 1원도지불하실의사가없으신경우그이유는무엇입니까? 1 뮤지컬은지역발전에도움이아니됨으로입장료로운영해야한다. 2 뮤지컬공연에관심이없다. 3 뮤지컬공연보다다른데쓰여야한다. 4 뮤지컬공연때문에돈버는사람들이부담해야한다. 대구경북연구제 13 권제 1 호
< 표 7 > < 왕의나라 > WTP 추정모형결과 변수 추정치 주 괄호안에제시된숫자들은각계수값에대한 값을의미 은유의수준 에서통계적으로유의함을의미 통계량에대한귀무가설은모든추정계수가 이라는것이며 이통계량에대응하는 값도함께제시됨 신뢰구간및 신뢰구간은 이제안한몬테칼로모의실험 기법을이용하여계산하되반복횟수는 번시행 < 표 8> < 부용지애 > WTP 추정모형결과 변수 추정치 주 괄호안에제시된숫자들은각계수값에대한 값을의미 은유의수준 에서통계적으로유의함을의미 통계량에대한귀무가설은모든추정계수가 이라는것이며 이통계량에대응하는 값도함께제시됨 신뢰구간및 신뢰구간은 이제안한몬테칼로모의실험 기법을이용하여계산하되반복횟수는 번시행
< 표 9> 안동지역뮤지컬공연에따른편익의크기단위 억원 년구분안동시가구규모총편익 3. 연구가설분석 < 표 10 > 공연만족과관련된척도의신뢰성 대구경북연구제 13 권제 1 호
척도 항목 Cronbach 의알파 항목수유효수 % 제외수 % 합계 %
< 표 11> 모델적합도지수 대구경북연구제 13 권제 1 호
Ⅳ. 안동뮤지컬공연제도개선방향 1. 지불의사결과분석
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2. 뮤지컬공연정책의발전과제
Ⅴ. 나가는글 참고문헌 대구경북연구제 13 권제 1 호
ӧ 대구경북연구제 13 권제 1 호
Journal of Daegu Gyeongbuk Studies Vol.13. No.1 2014. 4. pp 91~102 91 수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 - 대구 경북지역의중소기업을대상으로 - 강석민 *1) Export, Change and Learning Oriented Firm Characteristics, Internal Process Performance - Focused on Small and Medium Sized Firms located in Daegu and Gyeongbuk - Kang, Seokmin 국문요약기업을대상으로수출이경영성과에미치는영향을규명한기존의연구들은일반적으로성장및이익등과같은기업의재무적성과측면만을고려하여연구를진행해온것이사실이다. 그러나기업은수출을통하여해외시장에진출함으로써고객의니즈를확보하고신제품개발의속도, 품질개선, 제품믹스등과같은내부적관점의성과를향상시키기위해서박차를가하고있다. 이러한이유로본연구는대구 경북지역의중소기업들을대상으로수출과내부적관점에서의경영성과관계를규명하고, 이들의관계에서기업의변화및학습지향적기업특성이어떠한조절효과를제공하고있는가에대해서조사하고자하였다. 실증분석의결과에서기업의수출이내부적관점에서의경영성과를향상시키는데긍정적인영향을제공한다는가설은채택되기어렵다. 그럼에도불구하고높은변화및학습지향적기업특성을가진기업은수출을통해내부적관점의경영성과를향상시킬수있다는점이발견되었다. 기존의연구들이단순히수출과재무적경영성과의관계를규명하였다면, 본연구는수출이내부적관점의경영성과에미치는영향과수출과내부적관점에서의경영성과의관계에서기업의변화및학습지향적기업특성의조절효과를실증적으로규명하였다. 주제어 : 수출, 경영성과, 변화및학습지향적특성, 조절효과 Abstract In previous studies investigating the relationship between export and firm performance, it is * 계명대학교경영학과조교수 (Assistant Professor, Department of Business Administration, Keimyung University), E-mail: smkang@kmu.ac.kr Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
92 강석민 acknowledged that financial performance such as growth and profit has been used. Firms make efforts to improve internal process performance(customer needs, new product development, quality improvement, and product mix) by exporting in new foreign markets. Using 185 small and midium sized Korean firms located in Daegu and Gyeungbuk, this study therefore investigated the relationship between export and internal process performance, and the moderating effect on the relationship between export and internal process performance. The empirical results report export has no robust influence on internal process performance. However, the moderating effect of change and learning oriented characteristics on the relationship between export and internal process performance is reported to be positive. While previous studies have investigated the effect of export on financial performance, this study paid an attention on internal process performance and empirically investigated the moderating effect of change and learning oriented characteristics. KeyWords : Export, Internal Process Performance, Change and Learning Oriented Characteristics, Moderating Effect Ⅰ. 서론 수출은본국이나제3국을거점으로하여재화또는서비스를해외의고객에게판매하는행위로정의된다. 상대적으로기업의자원기반이부족한중소기업에게수출은그들이선정할수있는최초의해외진출전략으로사용될수있으며, 해외직접투자와같은해외진입전략과함께수출이동반되어사용될수있기때문에중요한의미를지닌다. Lu & Beamish(2004) 에따르면, 수출은해외시장으로의진출을위한가장첫단계이며새로운시장으로의진출에구심점이될수있는역할을한다고주장하고있다. 이는수출이다른해외시장진입방법과는달리위험의정도가낮고, 투입되는자본및경험의부족에도가능할수있기때문으로판단될수있다. 따라서자본및경험의열세에직면한중소기업들에게는가장일차원적인해외시장진입방법이고중요한경영전략의하나이다. 이렇듯수출이이루어질수있는관점에서보면, 우리나라는수출주도형국가로표현되며우리나라의수출을주도하는기업들이중소기업이라는점은놀라운현상이아닐수도있다 ( 성태경 이종민, 2005). 기업은수출을통해다양한이점을얻을수있다. 첫째, 기업은성장과이익의기회를추구하기위하여수출을일차적인기업의전략으로택한다. 특히국내시장의경쟁이심할경우해당기업은상대적으로기업의경쟁이치열하지않은해외시장에서수출을통하여제품의판매를통한이익의극대화를도모하여성장의발판을마련할수있기때문이다. 따라서전반적인매출액과시장점유율을향상시킬수있으며때로는국내시장에서보다해외시장에서높은마진을획득할수있게된다. 기업은수출을통하여고객의기반을다양화함으로써본국시장에대한의존도를낮출수있다. 둘째, 기업은기술적경쟁우위의지속적활용을위하여수출을선택할수있다. 즉국제적인경쟁업체의해당제품에대한독특한기술우위가결여 대구경북연구제 13 권제 1 호
수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 93 되어있을때수출을통한성공적인경쟁력확보가가능할수있다. 이는전체생산비에서고정비가큰비중을차지하는경우높은생산시설의가동률을통해제품단위당생산비의절감을가져올수있기때문이다. 즉규모의경제를증가시켜단위당제조비용의절감을실현시킬수있게된다. 대량생산을통하여달성한규모의경제는기업에게경쟁력강화의발판을마련해준다. 셋째, 기업은경기변동에따른제품수요의변동을줄이기위해서도다양한해외시장의진출을도모하기도한다. 예를들어본국의경기불황으로인한고객의수요감소분은경기불황을겪지않고있는다른해외시장에서상쇄될수있다. 넷째, 수출은그자체적인특징으로다른해외시장진입전략보다는위험을최소화하고유연성을발휘할수있으므로해외시장의철수가용이하다. 해외시장진출의근본적인대안으로써수출의중요성에대한기업관리자들의인식이고조됨으로써수출이기업의경영성과에미치는연구는다양한각도에서이루어져왔다. 기존의관련연구에서가장주류는수출을통한이익과수반되는비용의상대적영향에의존하여기업의성과에미치는영향을규명하여왔으나, 간과된하나의사실은기업이처한환경불확실성을배제한것으로판단된다. 현대의기업환경은해외시장진출의고도화로인한경쟁심화로표현된다. 실제로급속한글로벌화의진전은기업에게빠른기술의변화를가져오도록유도하였으며, 이러한기술의빠른변화는해외의고객의다양한욕구를증가시켜기업에게는불확실성을야기하였다 1). 실제로기업은제품의기술혁신속도를증가시키고이에따른새로운제품의출시에몰두하고있다. 이러한기술적환경의변화는시장의성장속도에커다란영향을줄수있어, 환경불확실성은기업경영의성과에영향을줄수있다고해도과언이아니다 ( 유세준, 2004; 윤종록 김형철 장재식, 2010). 따라서기업에게환경불확실성은수출과경영성과의상관관계를규명하는데있어서반드시고려해야하는변수로작용할수있게된다. 기존의연구에서나타나는다른하나의문제는기업의경영성과를측정하는데있어서기존연구들은일반적으로재무적관점의경영성과를고려한점이다. 기업의경영성과는재무적성과와비재무적성과로나누어볼수있는데, 무엇보다재무적성과는객관적인지표를사용함으로써바람직한것으로판단될수있으나역사적원가라는한계에의해미래지향적인측면을대변하지못하는단점이있으며, 분석의대상이중소기업일경우실제로자료를구하기가어렵다는문제가존재한다. 이러한문제에직면하여다차원적측면에서기업의경영성과를개념화하고측정하는것은의미가있다. 예를들어균형성과표는재무적성과가뿐만아니라학습과성장, 내부프로세스, 고객관점의성과를측정함으로써단순히재무적성과를측정할경우보다는미래지향적인성과를반영한다는점에서인정받는다 (Kaplan & Norton, 1996). 마지막으로, 수출과경영성과의상관관계에서기업의보유한독특한특성을연계시킬필요가있다. 기업이수출을통하여해외시장고객들의니즈 (needs) 를이해하고이를충족하기위한과정에서모든기업이동일한성과를가져오지는않을것이다. 그러나기존연구들은단순히수출의영향만을고려하였고, 설령기업이라는조직특성의메커니즘에대해서는연구가존재해왔다고는하지만대다수의연구는기업이보유한마케팅능력과기술능력으로대변되는무형의자원에국한되어온것이사실이다. 1) 기업이처한환경불확실성이경영성과에미치는영향을인식하고수출등의해외시장의진출과같은경영전략의수립이동반되어야한다. 특히, 지속적인신기술의출현으로기술수명주기가현저하게짧아지고있으며고객의요구역시급속히변화되고있기때문에중소기업들은대기업과비교해서보유한자원의부족으로신제품개발과빠른시장의성장과같은환경의불확실성에민감할수밖에없다. Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
94 강석민 따라서본연구에서는기존연구들의문제점 ( 환경불확실성의배제, 재무적경영성과의사용, 마케팅및기술능력의사용 ) 을극복하고, 환경불확실성을고려하여수출을통한해외시장진출이경영성과에어떠한영향을미치는가에대해서규명하고자한다. 경영성과는제품과품질측면에서의내부적관점에서측정하고, 수출을통해해외시장에진출한기업들이경영성과를올리기위하여선택한변화및학습지향적기업특성의조절효과에대해서도살펴보고자한다. 본연구는국내중소기업들 ( 대구 경북지역소재 ) 을대상으로하며연구의절차는관련연구를검토하고수출이경영성과에미치는영향과그들의상관관계에서변화및학습지향적기업특성의조절효과에대한연구모형과가설을제안하고, 자료의통계적방법을통해관계를규명한다. 마지막으로결론부분에서결과의요약, 시사점, 향후연구의방향을제시한다. II. 기존의연구및가설설정 수출은기업이성장하는기회가될수있다 (Buhner, 1987). 이러한이유에서기존의연구들은수출과경영성과의관계를규명하여온것이사실이다. 이는일반적으로수출보다는국제화라는개념에서선형적관계 (linear relationship) 와비선형관계 (non-linear relationship) 의존재를확인하는차원으로진행되어왔다. 일반적으로선형적관계를가정한기존의연구들 (Buckley et al, 1977; Kim & Lyn, 1987; Grant et al 1988; Gomes & Ramaswamy, 1999; Brewer, 1981; Collins, 1990) 과비선형관계를가정한연구들 (Qian, 1997; Ruigrok & Wagner, 2003; Hitt, et al, 1997; Geringer, et al, 1989; Gomes & Ramaswamy, 1999) 은기업이해외시장에진출함으로써수반되는비용과획득가능한이익의측면을고려하였다. 비록기존의연구에서각기다른통계방법과대상에따라실증분석의결과는다르게나타났지만, 기업은수출을통하여해외시장에대한경험을축적하고새로운고객의니즈를충족시킨다. 이러한관점에서보면, 기업은수출하면서학습의경제 (learning economies) 의기회를해외시장에서얻을수있음을의미한다 ( 강석민, 2011). 즉, 기업이해외시장진출을통하여학습효과를동반해서경영성과를향상시킬수있다는점은주지의사실이다. 오늘날의기업은환경불확실성에서경쟁기업들과더불어빠르게변화되는고객의기호에맞추어신제품개발에박차를가하고, 이러한이유로제품의기술혁신속도가빨라지고시장은급속히성장하는추세이다. 이러한상황에서수출과같은해외시장진입전략이내부적관점의경영성과를향상시킬수있는가를연구하는것은중요하다. 수출이경영성과에영향을미치는관계를규명한기존연구들의결과에서나타났듯이, 관련연구들이모두일치한결과를제공하지는않는다. 이는수출만으로경영성과의향상이이루지지않는다는점을시사하고있다. 특히중소기업들에게변화및학습지향적인기업특성은수출을통해해외시장에진출하여고객의욕구를학습하고이를만족시키기위한선결과제이다. 또한기업의학습지향성은기업구성원개개인의학습에대한노력및관련행동을촉진시킴으로써 (Friedman, 2001), 새로운지식창출과습득을유발하고결국에는조직의성과에도긍정적영향을미친다 (Kelliher & Henderson, 2006). 따라서만일기업이변화및학습지향적인특성을보유하고있다면수출을통한내부적관점의경영성과는보다향상될 대구경북연구제 13 권제 1 호
수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 95 수있을것이다. 그러한이유에서기업의내부적경영성과를향상시킬수있는변화및학습지향적기업특성의조절효과가존재하는지를규명하는것은본연구의목적이된다. 이러한근거로본연구의가설은아래와같이설정될수있다. 가설 1: 국내중소기업수출은내부적관점의경영성과에긍정적인영향을미칠것이다. 가설 2: 국내중소기업변화및학습지향적기업특성은내부적관점의경영성과에미치는수출의영향을조절할것이다. Ⅲ. 연구방법 1. 표본및자료수집 본연구에사용된자료는대구 경북지역소재한중소제조업체를대상으로설문지를배포하여수집하 였으며, 분석단위는기업수준이다. 설문은직접방문, 우편과전자우편및팩스를이용하여 2011년 9월부 터약 3개월간에걸쳐이루어졌고, 설문의중단또는하나의척도에만집중적으로응답한불성실한자료 를제외하고 185부가본연구의분석에사용되었다. < 표 1> 기업분포 구분 빈도 (n)* 비율 (%) 식료품 3 1.62 섬유 / 의복 36 19.45 목재 / 종이 / 인쇄 2 1.08 화학 / 의약품 6 3.24 고무 / 플라스틱 7 3.78 산업분류구분 ** 비금속 3 1.62 1 차금속 5 2.70 금속가공 12 6.48 전자 / 통신 7 3.78 의료기기 7 3.78 전기장비 8 4.32 기계장비 31 16.75 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
96 강석민 구분빈도 (n)* 비율 (%) 자동차 24 12.97 기타제조 9 4.86 건설 7 3.78 출판 8 4.32 기타 10 5.40 주 ) * 전체관측치 n=185 주 ) ** 산업분류구분은표준산업분류표 3 자리기준에의하여이루어짐. 2. 연구모형, 변수측정및분석방법본연구는국내중소기업들의변화및학습지향적특성이수출과경영성과의관계를어떻게조절하는가를분석하기위하여아래와같은회귀방정식을고려한다. 경영성과 = + ß1수출 + ß2환경불확실성 + ß3변화및학습지향적 + ß4수출 * 변화및학습지향적 + ei 위의식은 2011년에특정기업 (i 기업 ) 의경영성과에영향을미치는요인으로써수출과환경불확실성, 변화및학습지향적특성, 마지막으로수출과특성간의상호작용을의미한다. 본연구에서는기업의경영성과를종속변수로사용하고이를측정하기위하여신제품개발속도, 품질개선, 제품믹스의 3개문항을사용하여각각 5점척도로측정하였다. 변수값이넓게분포된정도를줄이기위해주요독립변수인기업의수출정도는기업수출금액에자연로그를취하여측정하였다. 어느기업이동종업체보다경쟁우위를강화하고자지식을활용하는정도, 다시말해서경쟁우위를선점할수있는새로운제품개발뿐만아니라해외시장에서의고객욕구변화정보를얻는것에대한활동을학습지향성이라고볼수있는데, 이러한기업특성을측정하기위해변화에개방적인문화, 시장의흐름과변화적응노력, 공급자로부터의벤치마킹, 경쟁사로부터의벤치마킹, 고객으로부터의아이디어창출등 5개문항을각각 5점척도로측정하였다. 또한환경불확실성을측정하기위해서는제품의기술혁신속도, 산업의시장성장속도, 신제품출현빈도의 3개문항을 5점척도로이용하여측정하였다. 설문으로사용된변수들 ( 경영성과, 환경불확실성, 변화및학습지향적 ) 은모두평균값을이용하여분석에활용되었다. < 표 2> 는본연구를위하여사용된변수의조작적정의및측정항목에대한관련자료를정리한것이다. < 표 2> 에서보는바와같이독립변수는중소기업의수출, 환경불확실성, 독립및조절변수로는기업의변화및학습지향적기업특성이고, 종속변수는내부적관점에서의경영성과이다. 대구경북연구제 13 권제 1 호
수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 97 < 표 2> 연구변수의조작적정의및측정항목 변수약어설문항목출처 독립변수 수출 Exp 기업의수출금액 변화및학습지향성 환경불확실성 Chn/Lrn Env 종속변수경영성과 Perf 변화에개방적인문화 시장의흐름과변화에적응노력공급자로부터의벤치마킹경쟁사로부터의벤치마킹고객으로부터의아이디어창출 제품의기술혁신속도 산업의시장성장속도신제품출현빈도 신제품개발속도 품질개선제품믹스 Ruigrok and Wagner(2003) McDermott and Stock(1999), Parjogo and McDermott(2011), Quinn and Spreitzer(1991) Cadongan, Cui, and Li(2003) Peng, Schroeder, and Shah(2008) 본연구에서는기업의경영성과측정을위한 3개문항, 변화및학습지향적기업특성측정을위한 5개문항, 그리고환경불확실성측정을위한 3개문항을직각 (varimax) 회전을이용한요인분석 (factor analysis) 을실시함으로써, 사용된변수의구성타당성 (construct validity) 을검토하였다. 요인분석결과는 < 표 3> 에서나타나는바와같이 3개의요인이발견되었다. 자료의신뢰성을검토하기위하여각요소별 cronbach alpha 값을구한결과, 경영성과 0.6438, 변화및학습지향적인기업특성 0.8268, 환경불확실성 0.7705 등으로신뢰할만한수준이었다. < 표 3> 요인분석결과 변수문항요인 1 요인 2 요인 3 변화및학습지향적기업특성 (Chn/Lrn) 환경불확실성 (Env) 경영성과 (Perf) 변화에개방적인문화 0.5913 0.0106 0.2177 시장의흐름과변화에적응노력 0.7003 0.0322 0.1612 공급자로부터의벤치마킹 0.7589 0.0495 0.1089 경쟁사로부터의벤치마킹 0.6577 0.0073 0.1527 고객으로부터의아이디어창출 0.8052 0.0201 0.1456 제품의기술혁신속도 0.0433 0.7631-0.0123 산업의시장성장속도 0.0191 0.6991-0.0080 신제품출현빈도 0.0229 0.6082 0.0560 신제품개발속도 0.2101 0.0173 0.6022 품질개선 0.2418 0.0001 0.5909 제품믹스 0.2340-0.0033 0.6128 아이겐값 (eigen value) 2.6571 1.4453 1.2204 분산설명력 (%) 58.97 32.08 27.09 신뢰도 (alpha) 0.8268 0.7705 0.6438 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
98 강석민 Ⅳ. 실증분석 1. 변수의기술통계량및상관관계분석아래의 < 표 4> 는본연구에사용되는변수들의평균, 표준편차, 최소값, 최대값등과같은기술통계량을나타낸다. < 표 4> 에의하면대구 경북지역의중소기업은평균적으로수출이 20.7065임을알수있다. 또한종속변수로사용된경영성과 3.6993, 변화및학습지향적기업특성 3.6649, 환경불확실성은 3.3892로나타났다. 변수들의상관관계를나타내는 < 표 5> 에서보듯이, 기업의수출과변화및학습지향적기업특성은경영성과와유의적인정 (+) 의상관관계를보이고있으며, 변화및학습지향적기업특성과환경불확실성역시유의적으로정 (+) 의관계이다. < 표 4> 변수의기술통계량변수 관측수 평균 표준편차 최소값 최대값 수출 185 20.7065 2.2399 14.5087 26.4292 경영성과 185 3.6993 0.6150 2.3333 5 변화및학습지향적 185 3.6649 0.6087 1.8 5 환경불확실성 185 3.3892 0.6835 1.6666 5 주 ) 수출은자연로그를취한기술통계량을나타냄. < 표 5> 상관관계분석 변수 수출 경영성과 변화및학습지향적 환경불확실성 수출 1 경영성과 0.1293* 1 변화및학습지향적 0.0760 0.5034*** 1 환경불확실성 0.0038-0.0396 0.0598 1 주 ) *** : p < 0.01, ** : p < 0.05, * : p < 0.1 2. 실증분석결과 < 표 6> 는수출이경영성과에미치는영향에대한실증분석의결과를보여준다. 수출의영향을알아보기위하여경영성과를종속변수로설정하고회귀분석을실시하였다. 전체표본의대상은 185개기업으로실증분석결과에서보듯이수출은경영성과에유의하게긍정적인영향을제공하고있음을알수있다. 앞서언급한바와같이환경의불확실성이경영성과에영향을미칠것이라는가정을설정하고, 경영성과에미치는수출의영향을살펴보기위하여환경불확실성의평균값을이용해기업이환경불확실성을인지하는정도를높은경우와낮은경우의두경우로나누어추가분석을실시하였다. 환경불확실성을두경우로나누어구분하고수출의영향을조사하였더니이는일치한결과를보여주고있지않았다. 즉환경불확실성을높게인식한기업군에서는수출이경영성과에유의적으로긍정적인영향을제공하고 대구경북연구제 13 권제 1 호
수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 99 있는반면, 환경불확실성을낮게인식한경우는유의적인값을가지지못하였을뿐만아니라모형의적합성도유의하지않았다. 또한모든회귀모형의설명력은상당히약한것을알수있다. < 표 6> 수출이경영성과에미치는영향에대한회귀분석결과 경영성과 ( 전체 ) -Ⅰ 환경불확실성을높게인식 -Ⅱ 환경불확실성을낮게인식 - Ⅲ β t-value β t-value β t-value 상수 3.1139*** 7.26 2.5629*** 3.70 3.5247*** 6.44 수출 0.0354* 1.76 0.0606* 1.85 0.0170 0.67 R2 0.0167 0.0407 0.0045 F-value 0.0795* 0.0675* 0.5048 관측수 185 83 102 주 ) *** : p < 0.01, ** : p < 0.05, * : p < 0.1 < 표 7> 에서는앞서회귀분석에포함된설명변수이외에환경불확실성, 변화및학습지향적기업특성, 그리고수출과변화및학습지향적기업특성의상호작용변수를포함한분석을단계적으로실시한결과를제공한다. 모든회귀식 (Ⅰ, Ⅱ, Ⅲ) 에서모형의적합도는통계적으로유의한것으로나타났다. 변화및학습지향적기업특성과환경불확실성을포함한회귀모형-Ⅰ에서보여주는것처럼변화및학습지향적 기업특성은경영성과에유의하게긍정적인영향을제공하고있음을알수있다. 회귀모형- Ⅱ에서는자연로그를취한기업의수출금액을회귀모형에포함시켰다. 분석결과는수출이경영성과에긍정적인영향을미치고있음을주는것으로밝혀졌지만통계적으로유의한결과를나타내지는못하였다. 마지막으로변화및학습지향적기업특성의조절효과를검증하기위하여수출과변화및학습지향적변수의상호작용항을회귀모형에포함시켰다. 회귀모형 - Ⅲ에서처럼수출, 변화및학습지향적기업특성, 그리고이들의상호작용항을모두포함하였을때발생할수있는심각한다중공선성의문제가회귀계수의유의성을왜곡시킬수있기때문에 (Baron & Kenny, 1986) 이를피하기위해서변수들의실제값을이용하지않고측정치와평균값의차이를이용한평균변환 (mean-centering) 방식을이용하여 (Aiken & West, 1991) 회귀모형에그값을적용한결과, 분산팽창요인이 1.37로나타나다중공선성의문제를해결하였다. < 표 7> 수출, 변화및학습지향적, 경영성과의관계에대한회귀분석결과 상수 환경불확실성 수출 변화및학습지향적 회귀모형 - Ⅰ 회귀모형 - Ⅱ 회귀모형 - Ⅲ 2.1398*** (6.93) -0.0629 (-1.09) 0.5128*** (7.94) 1.6335*** (3.49) -0.0629 (-1.10) 0.0251 (1.43) 0.5057*** (7.83) 1.8923*** (3.89) -0.0646 (-1.13) 0.0178 (1.00) 0.4771*** (7.23) 수출 변화및학습지향적 0.0547* Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
100 강석민 회귀모형 - Ⅰ 회귀모형 - Ⅱ 회귀모형 - Ⅲ (1.85) Fitness Indices 관측수 185 185 185 R 2 0.2583 0.2666 0.2802 Adjusted R 2 0.2501 0.2545 0.2642 F-value 31.69*** 21.93*** 17.52*** R 2 0.0083 0.0136 주 ) *** : p < 0.01, ** : p < 0.05, * : p < 0.1 실증분석의결과를보면, 수출은통계적으로유의한결과를보여주지않았고변화및학습지향적기업특성이높을수록경영성과에유의하게긍정적인영향을미쳤다. 또한수출과변화및학습지향적기업특성의상호작용항은경영성과에긍정적인영향을제공하는데, 이러한결과는변화및학습지향적기업특성의조절효과가있음을말한다. < 표 6> 과 < 표 7> 의결과를종합해보면, 수출만을가지고경영성과에미치는영향을살펴본 < 표 6> 의결과에서는경영성과에미치는수출의긍정적인영향을발견할수있었으나분석모형의설명력이현저히약했다. 그리고경영성과에영향을미치는변화및학습지향적변수와상호작용항의변수를포함한 < 표 7> 의결과에서는수출의긍정적영향이유의하게나타나지않았으므로수출의경영성과에긍정적영향을미칠것이라는가설을채택할수는없다. 또한변화및학습지향적인기업의특성은경영성과에유의적이고긍정적인영향이상호작용항의결과에서, 수출은변화및학습지향성이강한기업에서는유의수준 10% 에서긍정적인영향을제공하고있음을보여주었다. 비록 10% 에서의통계수준에서유의한결과라하더라도, 이러한결과로부터변화에대응하는능동적이며유연한기업문화와기업구성원들의학습지향적특성은수출을통한경영성과의향상에도움이되는효과가존재함을알수있다. Ⅴ. 결론 본연구는대구 경북지역에소재한 185개의국내중소기업을대상으로기업의수출, 변화및학습지향적기업특성, 경영성과의관계에대한연구를수행하였다. 지금까지이어져온수출과경영성과의관계에대한기존연구는대개국제화의초기에해당되는해외시장진입방법인수출을대용변수로이용하여성장과이익관점에서경영성과에미치는선형및비선형관계가주를이룬것이사실이다. 그러나본연구에서는수출이내부적관점에서의경영성과에어떠한영향을미치는가를살펴보고자회귀분석을실시하였다. 실증분석의결과는수출만으로기업이내부적관점에서의경영성과를이루기는힘드나기업이변화하는시장환경에서변화에대응하고학습지향적인성격을지닌다면수출을통한내부적관점의경영성과를이룰수있다는점을시사한다. 이러한연구결과는국내중소기업들의수출과내부적관점의경영성과 대구경북연구제 13 권제 1 호
수출, 변화및학습지향적기업특성, 내부적관점에서의경영성과에관한실증연구 101 관계에서변화및학습지향적특성등조직상황요인이매우중요한기능을발휘한다는점을시사하고있다. 따라서국내중소기업들은수출을통한해외시장에서내부적관점의경영성과를창출하기위해자사의조직특성을잘파악해야할것이다. 결국에는어떤기업이동종업체보다수출을통한경쟁우위를달성하기위해서는무엇보다해외시장진출과기업의무형적자원이되는변화및학습지향적인특성을보유하고있어야가능하다는것을의미하고, 학습능력제고를위한기업차원의수준에서다양한지원노력이이루어져야함을내포하고있다. 그럼에도불구하고본연구는많은한계점을가지고있다. 기업의특성을단순히변화및학습지향적관점에서만살펴보았다. 그러나이러한상관관계에서수출을오랫동안경험한기업은그렇지않은기업보다내부적관점의경영성과를향상시키는노하우를축적할수있는점을간과해서는안된다. 따라서향후의연구는수출의경험을측정하여분석에포함시켜야할것이다. 참고문헌 김인자 전진석, 2009, 메타평가를이용한지방공기업경영평가제도의문제점및개선방안연구, 지방정부연구 13(1): 107~125. 강석민, 2011, 기업의국제화가경영성과에미치는영향, 국제경영리뷰, 15(2): 69~86. 성태경 이종민, 2005, 수출성과와기업특성 : 기술혁신요인을중심으로, 기술혁신학회지, 8(1), 116~134. 유세준, 2004, 기업환경변화에따른중소기업의적응전략, 중소기업연구, 26(3): 149~178. 윤종록 김형철 장재식, 2010, 환경불확실성, 차별화전략, 조직구조가벤처기업의경영성과에미치는영향에관한연구, 한국경영학회통합학술대회, 1~23. Aiken, L. S. and West, S. G., 1991, "Multiple regression: Testing and interpreting interactions, Newbury Park, CA: Sage. Baron, R. M. and Kenny, D. A., 1986, "The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations", Journal of Personality and Social Psychology, 51(6): 1173~1182. Brewer, H. L., 1981, "Investor benefits from corporate international diversification", Journal of Financial and Quantitative Analysis, 16: 113~126. Buckley P. J., Dunning, J. H., and Pearce, R. B., 1977, "The influence of firm size, sector, nationality, and degree of multinationality in the growth and profitability of the world's largest firms", Weltwirtschaftliches Archiv, 114: 243~257. Cadonggan, J. W., Cui, C. C., and Li, E. K., 2003, "Export market- orientated behavior and export performance", International Marketing Review, 20(5): 493~513. Collins, J. M.., 1990, "A market performance comparison of U.S. firms active in domestic, developed and developing countries", Journal of International Business Studies, 2: 271~287. Friedman, V. J., 2001, "The Individual as Agent of Organizational Learning", in Dierkes, M. et al. (eds.), Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
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Journal of Daegu Gyeongbuk Studies Vol.13. No.1 2014. 4. pp 103~118 103 지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 - 대구ㆍ경북을중심으로 - 윤상훈 * 이승희 ** 권태호 ***1) An Analysis of Regional Characteristics Factors Affecting for Fluctuation Rate of Land Price - Focusing on Daegu and Gyungbuk - Sang-Hoon Yoon Seung-Hee Lee Tae-Ho Kwon 국문요약본연구에서는대구ㆍ경북지역을대상으로지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명하고자하였다. 분석의틀과방법론적측면에서는지가변동률에영향을미치는요인들을선정하고다중공선성및표본수문제해결을위해 PLS 회귀분석을이용하여도출하였다. 분석결과지가변동률에영향을미치는요인으로는공동주택비율, 아파트비율, 인구밀도, 순이동률, 주거지역비율, 천명당혼인건수, 만명당공공기관수, 도로밀도순으로나타났다. 그중에서도주택과관련된특성 ( 공동주택, 아파트비율, 주거지역비율 ) 이대구경북에서의지가변동률에가장큰영향을미치는것을알수있다. 이처럼대구ㆍ경북지역의지가변동률에는주택특성, 사회경제적특성, 도시의구조적특성부분에서다양한지역특성요인들이영향을미치고있는것을알수있었다. 본연구는대구ㆍ경북지역을대상으로지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명해보았다는점에서의의를가진다. 본연구에서도출된결과는향후대구ㆍ경북지역의지가변동률과관련된정책추진시어떠한요인에중점을두어야할지에대한기초자료로활용될수있을것이다. 주제어 : 지가변동률, 지역특성요인, PLS 회귀분석 * 강남대학교산학협력단 U-city 융합연구소연구위원, 주저자 (Researcher, Multicriteria Center for U-City, Gangnam Univ), E-mail : yun12@hanmail.net ** 세명대학교건설공학과대학원박사과정, 교신저자 (Doctor's course, Department of Achitectural Engineering, Graduate School of Semyung Univ.), E-mail: qwrre@naver.com *** 세명대학교건축공학과교수 (Professor, Department of Achitectural Engineering, Semyung Univ), E-nail: thhjkwon@naver.com Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
104 윤상훈 이승희 권태호 Abstract This study attempted to investigate regional characteristics factors which are influenced the fluctuation of land prices focusing on Daegu and Gyeongbuk. As the analytical framework and the research method, it selected the affecting factors and elicited some regional characters using PLS regression analysis for resolving multicollinearity and number of sample problems. According to the research result, there are several influential factors such as multi-unit dwellings rate, apartment rate, pollution density, net-migration rate, residential area rate, number of marriage per 1,000 people, number of public institution per 10,000 people and road density. Especially, the characteristic aspect associated with housing like cooperative houses, apartment rate, and residential area rate was the most affecting elements towards the fluctuation of land prices. Therefore it represented various regional characteristic factors like housing types, social and economic matters, urban structural aspects affect land price fluctuation rate in Daegu and Gyeongbuk. This research is very meaningful resource that it examined the regional characteristic factors influenced towards land price change rate based on Daegu and Gyeongbuk areas in South Korea Moreover the study result will be useful material to carry on further implicated policies with land price fluctuation rate and identified which factors give priority to making the related policies. KeyWords :Fluctuation Rate of Land Price, Regional Characteristics Factors, PLS Regression Ⅰ. 서론 1. 연구의배경및목적 1) 연구의배경우리나라는일제시대와 6.25 전쟁이라는큰위기이후 1960 년대부터정부주도로도시화및산업화를진행하였으며, 정부주도형발전은경제성장을가져옴과동시에경제위기를초래하였다. 경제성장으로인해현재 1인당국민소득이 25,000달러에육박하고있으며, 세계 15위권경제력순위를기록하고있다. 그러나급속한경제성장으로인해물가역시급격하게상승하는인플레이션을초래하였으며, 도시로인구가집중되는이촌향도현상이심화되어왔다. 도시로인구가집중되면서토지, 건물등에대한수요가폭증하였고, 이로인해토지가격이급상승하게되었다. 그결과현재우리나라의부동산시장은지역을가리지않고불안정한상태에직면해있다. 주택및토지가격상승은지가변동률 1) 에도크게영향을미치는데, 지가변동률은그지역의특성, 즉인구, 인구증감률, 도시화율 2), 주택보급률등에의해영향을받게 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 105 된다. 따라서지가변동률에대해알아봄과동시에예측을위해서는그지역의특성에대한조사와분석이필요하다. 그러나지가변동률에영향을미치는요인에대한명확한연구가부족한실정이므로, 지가변동에영향을미치는영향요인에대한연구를진행할필요가있다. 2) 연구의목적본연구는대구경북지역의지가변동률을중심으로이에영향을미치는지역특성요인을규명하고자한다. 이를위해첫째, 대구경북의지가변동률에영향을미치는지역특성요인을선정하고조사하였다. 둘째, 지가변동률과지역특성요인간의상관분석을통하여다중공선성을검토한다. 셋째, 지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명하기위해 PLS 회귀분석을수행한다. 넷째, 분석결과를토대로대구경북의지가변동률과관련된정책적시사점을제시하고자한다. 2. 연구의범위 1) 공간적범위본연구는대구 경북지역의지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명하는것으로, 공간적범위는대구 경북을중심으로대구 7개구 ( 북구, 중구, 동구, 서구, 남구, 수성구, 달서구 ) 1개군 ( 달성군 ), 경북 10개시 ( 포항시, 경주시, 김천시, 안동시, 구미시, 영주시, 영천시, 상주시, 문경시, 경산시 ) 13개군 ( 군위군, 의성군, 청송군, 영양군, 영덕군, 청도군, 고령군, 성주군, 칠곡군, 예천군, 봉화군, 울진군, 울릉군 ) 을포함한총 31개지역을대상으로하였다. 2) 시간적범위본연구는최근에조사된지가변동률과지역특성을대상으로하여진행하는연구로, 특성상어느시기의데이터를활용하느냐에따라결과값이다르게나올수있다. 따라서대구 경북지역의각지방자치단체 2012년통계연보자료에조사된지가자료및지역특성자료를사용하였다. 3. 연구의방법및흐름 구체적인연구방법및흐름은다음과같다. 첫째, 지가변동률에영향을미칠수있다고판단되는인구수, 도시화율, 주택보급률, 용도지역비율, 지방세총액등에대한자료를구축한다. 둘째, 선행연구고찰을통해기존연구의동향과한계점과본연구의착안점을도출한다. 셋째, 지가변동률과지역특성요인들간의상관관계및 FGI(Focus Group Interview) 를통해자료활용 1) 지가변동률은기준시점가격수준을 100으로보았을때해당시점가격수준의변동률을의미한다. 2) 도시지역에거주하고있는인구의비율을나타내는지표로당해도시의도시화진행의추이를알수있는지표이다. 산출방법은도시화율 =( 용도지역상도시인구 / 행정구역전체인구 )*100 이다. Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
106 윤상훈 이승희 권태호 가능성을검토한다. 넷째, PLS 회귀분석을통해지가변동률에영향을미치는지역특성요인을분석함과동시에영향관계를해석한다. 다섯째, 해석된결과를토대로결론을도출하고정책적시사점을제시하고자한다. Ⅱ. 이론고찰 1. 지가변동률현황분석 현재우리나라부동산시장은불안정한상태이다. 그에따라지가변동률역시해마다변화하고있다. 2005년부터 2011 년까지의지가지수와지가변동률을살펴보면, 지가지수의경우 2005년부터 2007년까지꾸준히상승하여 2007년에가장높은수치인 115.192로나타났으며, 2008년들어전년도보다 15.511감소한 99.681로측정되었다. 이후소폭의증감을보이면서 2011년에 100.943으로조사되었다. 한편지가변동률은 2006년에전국, 대도시지가변동률이가장높은수치인 5.617%, 7.095% 로나타났으며, 2008년에 -0.319%, -0.628% 로가장낮게나타났고, 2011년에는각각 1.166%, 1.031% 로조사되었다 < 표 1>. < 표 1> 연도별지가지수및지가변동률 ( 전국, 대도시 ) 추이 구분 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 지가지수 104.986 110.883 115.192 99.681 100.633 100.068 100.943 전국변동률 (%) 4.986 5.617 3.866-0.319 0.955 1.046 1.166 대도시변동률 (%) 5.359 7.095 4.758-0.628 1.152 0.792 1.031 자료 : http://www.index.go.kr 대구 경북각지역의 2011년지가변동률은대구달성군이 2.981% 로가장높은것으로나타났으며, 대구남구가 0.529% 로가장낮게조사되었다. 대구 경북지역의 2011년평균지가변동률은 1.068로전국변동 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 107 률보다는낮으나, 대도시변동률보다는높은것으로나타났다 < 표 2>. < 표 2> 대구 경북지역의 2011 년지가변동률 지역 지가변동률 (%) 지역 지가변동률 (%) 지역 지가변동률 (%) 경북포항시 1.217 경북의성군 0.730 울릉군 0.771 경북경주시 1.142 경북청송군 0.698 대구북구 0.777 경북김천시 0.953 경북영양군 0.720 대구중구 0.600 경북안동시 1.765 경북영덕군 0.772 대구동구 2.691 경북구미시 1.210 경북청도군 0.969 대구서구 0.663 경북영주시 0.808 경북고령군 0.978 대구남구 0.529 경북영천시 1.043 경북성주군 0.989 대구수성구 0.823 경북상주시 0.840 경북칠곡군 1.014 대구달서구 1.464 경북문경시 0.851 경북예천군 1.553 대구달성군 2.981 경북경산시 1.162 경북봉화군 0.742 경북군위군 0.877 경북울진군 0.762 평균 1.068 2. 선행연구고찰 지가변동률과관련된선행연구의내용을살펴보면다음과같다. 여옥경 이용배 (2013) 는강남과영등포부도심지역의도시공간구조에따른지가영향요인분석을통해지가형성에영향을미치는요인의특성을분석하였다. 분석방법은다중회귀분석모형을활용하였으며, 분석에사용된종속변수는지역내평균지가, 독립변수로는건축물의평균층수와버스노선수, 지하철이용객수, 평균용적률등을활용하여분석모형에적용시켰다. 그러나연구의한계점은모형에적용된변수의다양성이부족하다는것이다. 김윤영 (2012) 의연구에서는주택가격과전세가격변동에영향을미치는요인을단일방정식모형과 VAR모형두가지를활용하여외환위기전후, 글로벌금융위기이후및외환위기이후기간으로구분하여분석을실시하였다. 김용희 (2010) 는지가변동률과인구증감률의상관성분석연구에서인구증감률이지가를변동시키는요인으로추정하고인구와지가의상관성을분석하고자하였다. 그러나연구를진행함에있어회귀분석을사용하지않아연구의치밀성이낮으며, 인구증감이외에지가변동에영향을미치는요인을고려하지못하였다. 신영재 (2010) 는지가형성요인에대해서울시고등학생들을대상으로설문조사를실시하고, 학생들의인식특성연구를진행하였다. 연구에사용된지가형성요인은도로폭, 도로접면, 토지의모양, 토지의경사도, 건물의방향, 편의시설과의시간거리, 교통시설과의시간거리, 혐오시설과의직선거리, 토지이용상황, 토지의용도, 건물의층수, 업종, 주위환경을포함해총 13개였다. 김기평 (2009) 의논문은공시지가가격산정의기초가되는토지특성항목과기준에대한문제점과개선방안을제시하고있다. 그러나공시지가가격산정은표준지공시지가의분포및산정, 명확한토지특성조 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
108 윤상훈 이승희 권태호 사, 적절한표준지공시지가와의비교, 적정한토지가격비준표등을활용한일련의과정을통해산정되는데이연구에서는토지특성조사에국한하여연구를진행하였다는한계를지니고있다. 또한토지의가격은지역성을기초로하는데지역특성을반영하지못하고있다. 배영환 (2007) 은지역요인을고려한공시지가산정모형연구에서기존모형의문제점개선대안모델을제시하고있다. 지가결정에영향을미치는변수들을합리적으로반영하기위해통계적방법론을도입하여토지이용요인, 접근성요인, 지역의사회 경제적요인등으로변수를그룹화하여분석을실시하였다. 다만연구대상지가서울시 3개구에그치고있는점, 지가와관련된자료가법정동과행정동이혼재되어있어자료의정확성이떨어진점과분석자료가 2005년도공시지가표준치자료를대상으로하고있어평면적인분석에그쳤다. 한국개발연구원 (2004) 은주택가격변화가민생, 경기변동과직접적관련이있다고보고주택시장을대상으로주요변수와변수각각의영향력정도에대한연구를하였다. 박헌주 박철 (2001) 은시계열모형을활용하여토지시장의변화를예측하는연구를진행하였는데, ARIMA 모형과 VAR 모형을통해향후 2년동안의단기지가변동률을전망하였다. 그러나모형구축에계량화할수있는지표들만활용하여, 토지시장에영향을끼치는요인중계량화하기어려운요인이나사회적현상은고려하지않았다는한계를가진다. 선행연구의고찰을통해살펴본한계점은다음과같다. 첫째, 대부분선행연구는지가변동률에영향을미치는요인을 2 3 개정도로한정하여연구를진행하였다. 따라서지가변동률에영향을미칠수있는다양한지역특성요인을반영이미흡하다. 둘째, 특정도시의지가특성에관한연구를진행함에있어, 연구대상지를특정도시중몇군데로한정하고있는데, 이는특정도시의지가변동률에관한지역특성요인을모두고려하지못하는한계점을보이고있다. 선행연구고찰과한계점을통해도출한본연구의착안점은다음과같다. 첫째, 지가변동에영향을미치는지역특성요인을도시구조특성, 사회경제적특성등으로다양하게고려하고자한다. 둘째, 특정지역의몇몇도시를대상으로하지않고, 대구경북지역을대상으로한연구를실시하여지가변동률영향요인을파악하고정책적시사점을제시하고자한다. Ⅲ. 분석의틀정립및자료수집 1. 분석의틀정립 본연구에서는대구 경북지역의지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명하기위해 PLS 회귀분석방법을사용한다. PLS 회귀분석은앞서언급하였듯이두가지측면에서장점을가지고있다. 첫번째로는디중공선성에대한문제를해결할수있다. 이는연구의객관성을저하시키는원인이될수있 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 109 는데, PLS 회귀분석은부분최소제곱을활용한분석방법으로각각의설명변수와반응변수간의영향관계를파악하기때문에다중공선성의문제를애초부터제거할수있다 ( 김호준, 원제무, 2012). 두번째로는표본수문제의해결이다. 앞서정광섭 (2012) 의연구에서설명변수의수가관측치수보다많을경우를대비하기위하여 PLS 회귀분석을실시한다고언급하였다. 관측치수 (N) 가 30개를넘지못할경우무한중심극한정리 1) 에서말하는정규분포를가정할수없기때문에다변량통계분석이어렵다. 또한최소한의관측치수는관측치의수 (N) 5P( 설명변수 ) 를충족시키지못할경우다중회귀분석을적용하기곤란하다 ( 허명회, 2008). 전통적인회귀분석에서는표본의관측치가설명변수의수보다수배이상많아야안정된모형을도출할수있지만, 본연구의경우대구 경북지역의구및시 군을대상으로한 31개의표본으로구성되어있어전통적인다중회귀분석으로영향관계를파악하기엔무리가있다고판단된다 2). 따라서표본수의문제를해결하기위해 PLS 회귀분석을이용하고자한다. 2. 변수선정및자료수집 본연구에서는대구 경북지역의지가변동률에영향을미치는요인을규명하기위해주택가격, 전세가 격, 지가변동관련선행연구를검토하였으며, 이가운데주요영향요인과자료수집이가능한변수들을 브레인스토밍과정 3) 을통해선정하였다. 자료는통계청, 각시 군통계자료를활용했다. < 표 3> 지가변동률영향요인규명을위한변수종합및자료수집 구분 설명 단위 자료출처 지가변동률 전년대비토지가격의변동률 % 시군통계 도시화율 지역총인구에따른도시계획구역내거주인구비율 % 시군통계 서비스업종사자비율 지역별서비스업종사자수 / 총종사자수 % 시군통계 만명당기업본사수 지역내기업본사수 / 지역총인구 ( 만명 ) 개 시군통계 만명당금융기관수 지역내금융기관수 / 지역총인구 ( 만명 ) 개 시군통계 기초수급자비율 지역총인구중기초수급자비율 % 시군통계 반응변수 인구밀도도시계획구역면적당인구명시군통계노인인구비중 65세이상인구비율 % 시군통계 순이동률 지역내전입인구대비전출인구비율 % 시군통계 1인당지방세 지역총지방세액 / 지역총인구비율 % 시군통계 주택보급률 지역내주택보급율 % 시군통계 세대별주택수 지역내주택수 / 지역내세대수 시군통계 아파트비율 지역총주택수에따른아파트수비율 % 시군통계 공동주택비율 공동주택 ( 아파트, 연립주택, 다세대주택, 기숙사 )/ 총주택수 % 시군통계 설명변수 만명당공공기관수 만명당공공기관의개소수 개 시군통계 1) 무한모집단에서무작위로추출된확률변수 X가독립적으로동일한분포에따라 E(X)=μ, V(X)=σ2 인경우표본의크기가커지면표본평균은근사적으로평균 μ, 분산 σ2/n의정규분포에따른다. 2) 본연구에서고려할변수의수가 29개임을감안할때 5*29=145개의표본이필요하다. 3) 브레인스토밍과정의경우일정한테마에관하여회의형식을채택하고구성원의자유발언을통한아이디어및발상을찾아내려는방법 ( 네이버지식백과 ) 으로본연구의수행진 3명이이과정을통하여최종영향요인을선정하였다. Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
110 윤상훈 이승희 권태호 만명당문화시설수 지역내문화시설수 / 지역총인구 ( 만명 ) 개 시군통계 만명당시장개수 지역내시장수 / 지역총인구 ( 만명 ) 개 시군통계 천명당혼인건수 지역내혼인건수 / 지역총인구 ( 천명 ) 건 시군통계 천명당이혼건수 지역내이혼건수 / 지역총인구 ( 천명 ) 건 시군통계 도시지역면적비율 행정구역내도시지역면적비율 % 시군통계 농림지역비율 지역총면적에따른농림지역면적비율 % 시군통계 주거지역비율 지역총면적에따른주거지역면적비율 % 시군통계 상업지역비율 지역총면적에따른상업지역면적비율 % 시군통계 공업지역비율 지역총면적에따른공업지역면적비율 % 시군통계 공장용지비율 지역총면적에따른공장용지면적비율 % 시군통계 1인당공원면적 지역내전체공원면적 / 총인구 km2 시군통계 1인당주거지역면적 지역총면적에 1인당주거지역면적비율 % 시군통계 도로밀도 도시계획구역에따른도로면적비율 % 시군통계 Ⅳ. 영향요인규명 1. 상관성분석 상관분석을통하여 1차적으로대구 경북지역의지가변동률에영향을미치는요인을파악하고설명변수들간의다중공선성을검토하고자한다. 다중공선성은두변수간의선형관계에의해발생하지만그외에도여러변수들간의선형관계에의해서도발생될수있기때문에두변수사이의상관계수만조사하여다중공선성을판단하는것은무리가따른다. 따라서상관분석을이용한방법은다중공선성을진단하기위한기초적인단계로이해하여야한다. < 표 4> 상관분석결과해석상관관계계수 0.0~0.2 0.2~0.4 0.4~0.7 0.7~0.9 0.9~1.0 상관관계정도거의없음다소있음다소높음높음아주높음자료 : 김은정, 박양규, 박중재, 2004, 윈도우용 SPSS 10, 21세기사, p.304. 상관분석결과대구 경북지역의지가변동률에상관성이높은변수는공동주택비율 (0.506), 아파트비율 (0.467) 인것으로나타났다. 다음으로만명당공공기관수 (-0.380), 천명당혼인건수 (0.377) 와상관관계가다소있는것으로도출되었다. 상관분석결과를토대로지가변동률과의관계를판단해볼때공동주택비율, 아파트비율이영향을미치는것으로나타났다. 하지만데이터수가 30개임을감안할때상관분석결과는 1차적인검토단계로이해하여야할것으로판단된다. 다중공선성검토를위해설명변수들간의상관분석결과를살펴보면공업지역비율과공장용지비율의경우상관계수 0.992로거의 1에가까운것으로나타났으며, 주거지역비율과인구밀도, 도로밀도, 공동주 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 111 택비율, 노인인구비중, 아파트비율은상관계수 0.9 이상으로아주높은것으로분석되었다. 다음으로도시화율, 공동주택비율, 만명당기업본사수, 상업지역비율, 만명당공공기관수, 1인당주거면적등은상관계수 0.8 이상으로설명변수들간의상관성이높은것으로도출되었다. 고려할수있는설명변수가많은만큼다중공선성의가능성도높은것을 1차상관분석을통해검증해보았다. 상관계수가높다고해서다중공선성이존재하는것은아니지만다중공선성의존재가능성을가늠해볼수있다는점에서그의미가상당하다. 이와같은관점에서본연구는설명변수들간의독립성을유지하기위해전통적인회귀분석방법이아닌 PLS 회귀분석을활용하여대구ㆍ경북지역의지가변동률에영향을미치는요인을규명해보고자한다. < 표 5> 상관분석결과 (1) 지가변동률 도시화율 서비스업종사자비율 만명당기업본사수 만명당금융기관수 기초수급자비율 지가변동률 1 도시화율.184 1 서비스업종사자비율 -.207 -.285 1 만명당기업본사수 -.145.173.176 1 만명당 금융기관수 -.233.139.055.482** 1 기초수급자비율 -.276 -.606**.359* -.382* -.016 1 인구밀도 -.171.592** -.171.309.292 -.365* 1 노인인구비중 -.336 -.844**.437* -.064.003.618** -.459** 순이동률.281 -.323 -.038 -.294 -.234.070 -.482** 1인당지방세.058.261.042.712**.462** -.359*.053 주택보급률 -.146 -.609**.200 -.194 -.183.530** -.666** 세대당주택수 -.127 -.206 -.188.249.097 -.142.028 아파트비율.467**.734** -.254.066 -.015 -.545**.270 공동주택비율.506**.768** -.320.021.008 -.555**.330 만명당 공공기관수 -.380* -.654**.226.059.149.430* -.413* 만명당 문화시설수 -.223.067.108.840**.650** -.284.294 만명당 시장개수 -.300 -.155.306.470**.402*.062.159 천명당 혼인건수.377*.590** -.316.150 -.068 -.388*.230 천명당 이혼건수.167.189.026.122 -.157 -.258.283 도시지역면적비율.285.740** -.333.220.191 -.567**.779** 농림지역비율 -.231 -.555**.393* -.118 -.251.537** -.704** 주거지역비율 -.149.622** -.156.367*.322 -.374*.982** 상업지역비율 -.175.345.169.864**.609** -.412*.634** 공업지역비율.083.408* -.287 -.103 -.059 -.254.644** 공장용지비율.019.386* -.256 -.112 -.062 -.240.659** 공원면적비율 -.124.292 -.244 -.030 -.046 -.314.247 1인당 공원면적 -.243 -.411*.101 -.131 -.018.150 -.383* 인구밀도 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
112 윤상훈 이승희 권태호 지가변동률 도시화율 서비스업종사자비율 만명당기업본사수 만명당금융기관수 기초수급자비율 1인당주거면적 -.291 -.498**.138.006.033.291 -.306 도로밀도 -.142.582** -.115.508**.383* -.447*.963** *. 상관계수는 0.05 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 95%) **. 상관계수는 0.01 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 99%) 인구밀도 < 표 6> 상관분석결과 (2) 노인인구비중 순이동률 1 인당지방세 주택보급률 세대당주택수 아파트비율 공동주택비율 만명당공공기관수 노인인구비중 1 순이동률.038 1 1인당지방세 -.296.021 1 주택보급률.567**.268 -.018 1 세대당주택수.167.182 -.055 -.106 1 아파트비율 -.875** -.020.373* -.517** -.467** 1 공동주택비율 -.900** -.038.321 -.580** -.376*.978** 1 만명당 공공기관수.786**.102 -.219.446*.552** -.837** -.832** 1 만명당 문화시설수.073 -.187.578** -.236.521** -.168 -.176.318 만명당 시장개수.475** -.424*.254.087 -.026 -.376* -.384*.306 천명당 혼인건수 -.767** -.034.295 -.154 -.270.649**.641** -.656** 천명당 이혼건수 -.383*.308.086 -.270.157.225.221 -.336 도시지역면적비율 -.736** -.342.181 -.745** -.053.650**.738** -.629** 농림지역비율.642**.256 -.021.713** -.095 -.489** -.577**.548** 주거지역비율 -.473** -.493**.102 -.692**.028.288.345 -.432* 상업지역비율 -.169 -.410*.560** -.500**.174.136.134 -.098 공업지역비율 -.463** -.186 -.111 -.316 -.090.290.352 -.407* 공장용지비율 -.431* -.178 -.142 -.319 -.096.265.315 -.389* 공원면적비율 -.259 -.202 -.001 -.277 -.062.138.147 -.340 1인당 공원면적.404*.250 -.039.322.114 -.368* -.368*.265 1인당 주거면적.542**.174 -.276.307.680** -.702** -.678**.896** 도로밀도 -.444* -.477**.241 -.669**.063.291.333 -.395* *. 상관계수는 0.05 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 95%) **. 상관계수는 0.01 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 99%) 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 113 < 표 7> 상관분석결과 (3) 만명당문화시설수 만명당시장개수 천명당혼인건수 천명당이혼건수 도시지역면적비율 농림지역비율 주거지역비율 상업지역비율 만명당 문화시설수 1 만명당 시장개수.439* 1 천명당 혼인건수 -.143 -.293 1 천명당 이혼건수.044 -.244.349 1 도시지역면적비율.140 -.069.453*.269 1 농림지역비율 -.134.102 -.401* -.405* -.828** 1 주거지역비율.348.187.274.311.780** -.724** 1 상업지역비율.821**.507**.104.170.492** -.411*.687** 1 공업지역비율 -.191 -.170.329.269.572** -.427*.518**.088 공장용지비율 -.185 -.162.275.277.551** -.411*.529**.093 공원면적비율 -.084 -.007.188.105.072 -.299.271.028 1인당 공원면적 -.119.261 -.299 -.123 -.478**.324 -.400* -.224 1인당 주거면적.292.055 -.471** -.154 -.452*.347 -.325 -.114 도로밀도.470**.252.251.312.779** -.687**.964**.799** *. 상관계수는 0.05 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 95%) **. 상관계수는 0.01 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 99%) < 표 8> 상관분석결과 (4) 공업지역비율공업지역비율 1 공장용지비율 공원면적비율 1 인당공원면적 1 인당주거면적 도로밀도 공장용지비율.992** 1 공원면적비율.125.109 1 1인당 공원면적 -.260 -.249.324 1 1인당 주거면적 -.284 -.269 -.305.148 1 도로밀도.553**.566**.185 -.379* -.310 1 *. 상관계수는 0.05 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 95%) **. 상관계수는 0.01 수준 ( 양쪽 ) 에서유의합니다.( 신뢰수준 99%) 2. 지가변동률에영향을미치는지역특성요인규명 1) 분석결과의해석방법분석결과에대한해석방법은잠재요인사영변수중중요도 VIP(Variable Importance in the Projection) 크기를통해영향력의크기를파악할수있다. 일반적으로 VIP 값은 1에가깝거나 1보다클경우통계적으로매우유의한변수를결정할수있다. 하지만 0.8 이상인경우에도인과관계를추정하는데있어유의한변수로볼수있다 ( 정광섭, 2012). VIP 값이 0.8 미만이고모든회귀계수값이매우작아 0에가까운 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
114 윤상훈 이승희 권태호 경우는잠재요인추출이나인과관계를추정하는데의미없는설명변수로제거가가능하다는경험적기준을본연구에서는적용한다 (Wold, 1994, 정광섭, 2012 재인용 ). PLS 회귀분석은잠재요인수의변화에따라모형의설명력이변하는데본연구에서는기본설정치인 5개의잠재요인을이용하였다. < 표 9> VIP값해석을위한참고기준 4) 값의범위 중요도 0.6 미만 의미없음 0.6 이상 ~ 0.7 미만 매우약함 0.7 이상 ~ 0.8 미만 약함 0.8 이상 ~ 1.0 미만 보통또는약간중요 1.0 이상 ~ 1.2 미만 중요 1.2 이상 매우중요 2) 영향요인규명대구ㆍ경북의지가변동률에영향을미치는지역특성요인을분석한결과, 각변수의분산설명정도 (Cumulative X Variance) 는 5개의잠재요인을통해전체 29개설명변수의분산이 71.1% 를설명하는것으로분석되었다. 모형설명력의경우반응변수 Y에대한분산의설명정도 (Cumulative Y Variance) 로결정할수있는데본연구에서는제2의잠재요인부터분산의설명저도차이가줄어듦을알수있다. 보통이지점의설명력과잠재요인수를모형의통계학적특성설명력으로결정하여사용한다 ( 김호준, 원제무, 2012). 따라서구축된모형의설명력은제2의잠재요인일때의값인 42.1% 로해석할수있다. < 표 10> 분산의설명정도 : 모형의설명력 잠재요인 통계 X 분산누적 X 분산 Y 분산 누적 Y 분산 (R-square) Adjusted R-square 1.280.280.317.317.293 2.229.509.105.421.380 3.092.601.083.505.450 4.054.655.080.585.521 5.056.711.046.631.557 대구ㆍ경북의지가변동률에가장영향을미치는지역특성요인으로는공동주택비율이중요도 (VIP) 1.719로가장높게나타났다. VIP 값이 1.2 이상으로매우중요한변수로추정된요인은아파트비율 (1.559), 인구밀도 (1.411), 순이동률 (1.394), 주거지역비율 (1.306), 천명당혼인건수 (1.256), 만명당공공기 4) 이값은참고기준으로 0.8 미만의점위값에대한중요도의유의성은좀더경험적연구를필요로한다 ( 정광섭, 2012). 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 115 관수 (1.249), 도로밀도 (1.214) 순으로도출되었다. 다음으로 VIP 값이 1.0 이상~1.2 미만으로중요한변수로추정된요인으로는노인인구비중 (1.145), 만명당시장개수 (1.023) 순으로나타났다. VIP 값이 0.8 이상~1.0 미만으로보통또는약간중요한변수로추정된요인으로는만명당금융기관수 (0.990), 1인당주거지역면적 (0.955), 공원면적비율 (0.949), 도시지역면적비율 (0.936), 기초수급자비율 (0.934), 상업지역비율 (0.899), 1인당공원면적 (0.869), 만명당문화시설수 (0.803) 순이었다. 분석결과에서알수있듯이대구ㆍ경북지역의지가변동률에는다양한지역특성요인이영향을미치고있었다. 그중에서도주택과관련된특성 ( 공동주택, 아파트비율, 주거지역비율 ) 이지가변동률에가장큰영향을미치고있으며, 인구밀도, 순이동률, 천명당혼인건수등과같은사회경제적특성도지가변동률에영향을미치고있는것으로나타났다. 향후대구ㆍ경북지역의지가와관련된정책수립시이에대한고려가필요할것으로판단된다. < 표 11> PLS 회귀분석결과 잠재요인 (Latent Factor) 에따른중요도 변수 계수 (B) 1 2 3 4 5 상수 (Constants) 2.546 도시화율 -.002.698.797.813.847.817 서비스업종사자비율.001.782.688.629.586.640 만명당기업본사수 -.003.549.613.681.694.686 만명당금융기관수 -.033.884.990.905.920.887 기초수급자비율 -.055 1.046.934 1.077 1.080 1.060 인구밀도 4.522E-05.647 1.411 1.435 1.424 1.503 노인인구비중 2.095 1.274 1.145 1.214 1.567 1.762 순이동률.106 1.065 1.394 1.348 1.254 1.215 1인당지방세 -3.532E-07.218.239.223 1.007.986 주택보급률 -.018.552.519.670.825.797 세대별주택수.465.480.451.791.792.764 아파트비율.320 1.769 1.559 1.426 1.342 1.298 공동주택비율.006 1.918 1.719 1.615 1.527 1.491 만명당공공기관수 -.009 1.441 1.249 1.153 1.077 1.085 만명당문화시설수.011.844.803.949.884.880 만명당시장개수.252 1.137 1.023 1.158 1.471 1.694 천명당혼인건수.064 1.428 1.256 1.147 1.067 1.112 천명당이혼건수 -.070.633.548.501.531.546 도시지역면적비율.004 1.080.936 1.096 1.289 1.271 농림지역비율 -.005.876.760.964 1.246 1.242 주거지역비율 -.010.564 1.306 1.294 1.278 1.320 상업지역비율 -.003.665.899.883.830.800 공업지역비율.011.316.538.515.733.810 공장용지비율 -.012.072.686.784.737.714 Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
116 윤상훈 이승희 권태호 잠재요인 (Latent Factor) 에따른중요도 변수 계수 (B) 1 2 3 4 5 공원면적비율 -.009.471.949 1.225 1.161 1.244 1인당공원면적 -285.551.922.869 1.064 1.163 1.131 1인당주거지역면적.0001 1.102.955.876.887 1.060 도로밀도.021.537 1.214 1.149 1.123 1.157 [ 그림 1] 지역특성요인의중요도 (VIP) 분석결과 대구경북연구제 13 권제 1 호
지가변동률에영향을미치는지역특성요인분석 117 Ⅴ. 결론 본연구에서는대구ㆍ경북지역의지가변동률에영향을미치는지역특성요인들을규명하고자하였다. 연구결과의주요내용을살펴보면앞서언급한것과같이주택과관련된특성이지가변동률에가장영향을미치고있는것으로나타났다. 공동주택비율, 아파트비율, 주거지역의비율이클수록지가의변동률은높은것으로해석할수있다. 따라서, 지가변동이심할경우공동주택, 아파트와같은주거단지의비율을조절하여지가변동을안정시킬수있도록노력하여야한다. 다음으로인구밀도의경우공동주택비율, 아파트비율다음으로영향력이높은것으로도출되었다. 인구밀도가높을수록지가변동은크다는것으로해석할수있는데땅을구매하려는수요적인측면에서인구특성이중요하게반영되고있는것으로해석해볼수있다. 이와같은관점에서지가안정을위한공급과수요조절정책도중요하지만인구정책도반드시고려되어져야한다. 사회경제적특성에서도지가변동에큰영향을미치고있는것으로나타났다. 순이동률의경우전입인구와전출인구의비율이증가하는것을의미하며, 이비율이높아질수록토지매매에대한수요도변동이커진다. 따라서대구ㆍ경북지역에서의순이동률증가는지가변동이발생할가능성이높은것으로해석해볼수있다. 천명당혼인건수의경우혼인률이높을수록주택수요도늘어날것이며, 토지에대한수요도동시에증가할것으로해석해볼수있다. 도시의구조적특성부분에서는도로밀도가지가변동에큰영향을미치고있는것으로나타났다. 도로의경우밀도가높을수록지가변동폭이커짐을의미한다. 이는도로에밀접하게위치한토지의경우도로특성에따라지가변동이발생할수있으므로도로계획시토지가격과의상관관계파악후에수립하여야할것이다. 이처럼대구ㆍ경북지역의지가변동률에는주택특성, 사회경제적특성, 도시의구조적특성부분에서다양한요인들이영향을미치고있는것을알수있었다. 본연구는대구ㆍ경북을대상으로지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명해보았다는점에서그연구의의의를가진다. 본연구에서도출된결과는향후대구ㆍ경북지역의지가변동률과관련된정책추진시어떠한요인에중점을두어야할지에대한기초자료로활용될수있을것이다. 본연구는대구ㆍ경북지역을대상으로지가변동률에영향을미치는지역특성요인을규명해보았다. 이과정에서대구ㆍ경북지역이 31개의시 군 구의표본수확보에어려운점이있었다. 향후에는읍면동과같이세부적인지역으로나누어분석을진행할필요가있다. 다음으로본연구에서는지가변동률에영향을미치는변수의횡단면적자료만을활용하였으나또다른연구에서는시계열적인변수의추가고려가필요하다. 참고문헌 김기평, 2009, 공시지가산정에서의토지특성조사에관한연구, 서울시립대학교도시과학대학원석사학위논문. Journal of Daegu Gyeongbuk Studies
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