전통시장 내 소매경쟁이 전통시장 공실률에 미치는 영향에 관한 연구

전통시장은 「전통시장 및 상점가 육성을 위한 특별법(약칭: 전통시장법)」 제2조(정의)에 따라 법률적으로 정의된다. 전통시장의 대다수가 자연 발생적으로 형성된 것으로 알려져 있으며, 현대화된 유통의 반대되는 개념으로 과거에는 재래시장으로 불리었으나 이에 대한 부정적 이미지가 강하여 현재의 전통시장으로 명칭을 개정하였다(김영기 외, 2011; 조광익, 2014).

더불어 안영효 외(2011)는 전통시장을 정의함에 있어 오랜 기간 동안 영업을 유지하고 노후화된 시설로 인하여 현대화가 필요한 시장으로 정의하고 있다. 김순홍·유병국(2011)은 전통시장의 특징을 지역 기반으로 정의하고 있으며, 이로 인하여 전통시장의 쇠퇴와 이에 대한 보호는 국가경제에 있어 매우 중요하다고 알려져 있다(김영기 외, 2011; 박봉두·노정구, 2007; 이철성 외, 2017).

소상공인시장진흥공단(2018)에서는 전국의 전통시장 및 상점가를 대상으로 매년 실태조사를 실시하고 있으며, 이를 전통시장 지원을 위한 기초자료로 활용하고 있다. 이에 따르면 2016년 전국의 전통시장 수는 2014년 1,398개에서 2016년에는 1,441개로 증가하였으며(<그림 1> 참조), 시도별 분포는 다음 <표 1>과 같다.

그림 1. 연도별 전통시장 수 자료 : 소상공인시장진흥공단(2018: 26)의 재구성.

Download Original Figure

소상공인시장진흥공단(2018)에 따르면 전통시장 내 점포 수는 2016년 기준 총 209,193개이며, 이는 전년 대비 2,110개(1.0%) 증가한 것으로 이에 따라 빈점포율 또한 전년 대비 0.1%p 감소하였다(<그림 2> 참조). 더불어 점포 임대료는 2014년 이후 지속적으로 증가하여 2016년에는 2013년 수준을 회복하였다(<그림 3> 참조).

그림 2. 연도별 전통시장 내 점포현황 자료 : 소상공인시장진흥공단(2018: 28)의 재구성.

Download Original Figure

그림 3. 연도별 전통시장 평균 임대료(만 원) 자료 : 소상공인시장진흥공단(2018: 33)의 재구성.

Download Original Figure

김영기 외(2011)에 따르면 전통시장은 생필품을 주로 취급하는 역할을 하게 되며, 따라서 대형 유통업체들과 전통시장은 직·간접적인 경쟁구조이다(이철성 외, 2017). 경쟁의 원인은 취급상품이 서로 유사하다는 점을 꼽을 수 있으며, 대형 유통업체는 높은 가격경쟁력, 조직화 등을 바탕으로 시장을 확대하고 있어 이로 인하여 전통시장은 점차 잠식 당하고 있다(이철성 외, 2017). 더불어 「유통산업발전법」의 개정으로 인하여 대형 유통업체들에 대한 규제가 강화되자 다양한 형태의 유통업체가 등장하기 시작하였다(김중길·김상봉, 2014).

이후 SSM(super supermarket)과 변종SSM인 상품공급점 등의 다양한 형태로 발전하고 있다(이철성 외, 2018; 임규채·박현정, 2015). 임규채·박현정(2015: 3)에 따르면 상품공급점은 “개인사업자가 대기업 유통업체의 상호를 사용하며 영업하는 형태로서 「유통산업발전법」 제2조제4호에 따른 준대규모점포에 해당하지 않는 유통업체”로 정의된다. 다시 말해, 대형유통업체가 상품을 공급하는 독립점포를 의미한다(이철성 외, 2018).

다음으로 하나로 마트는 대형 유통업체의 영업을 제한하는 「유통산업발전법」의 규제 대상에서 제외되나(이유철 외, 2015), 다수의 연구에서 대형 유통업체에 대한 영업규제로 인하여 오히려 하나로 마트로 시장이 옮겨가고 있음을 지적하고 있다(정민지·정재은, 2014; 이유철 외, 2015; 이철성 외, 2018).

더불어 이러한 유통업체 외에 「유통산업발전법」에서 준대규모 점포로 분류하는 330㎡이상의 점포로 운영되는 형태가 있다(소상공인시장진흥공단, 2017; 이철성 외, 2018). 이에 대하여 임규채·박현정(2015)은 이들 중 대형유통업체에 속하지 않으며, 지역을 기반으로 운영되는 중규모 이상의 식자재 마트와 기타 마트가 전통시장을 잠식하고 있다고 하였다.

한편, 안치호 외(2013)에 따르면 대형마트와 SSM으로 인하여 전통시장 매출이 감소한다고 하였다. 이러한 원인으로 Maruyama and Trung (2007)은 소비자들의 구매제품에 따라 전통시장과 슈퍼마켓의 선택요인이 상이할 수 있다고 하였으며, 가공품과 비식료품은 가격이, 식품은 신선함이 중요함을 지적하였다.

임재만·서윤희(2011)에 따르면 공실률(vacancy rate)은 다양하게 연구되고 있으며, 특히 부동산학에서는 공실률의 변화와 경제와의 관계를 설명하기 위한 준거지표로 자연공실률(natural vacancy rate)을 지표로 사용한다. 또한 이러한 자연공실률을 균형공실률(equilibrium vacancy rate), 정상공실률(normal vacancy rate), 구조적 공실률(structural vacancy rate) 등의 다양한 용어로 정의한다(임재만·서윤희, 2011; 민성훈·고성수, 2012). 더불어 이들은 자연공실률을 안정된 부동산시장 환경하에서 임차인의 교체로 인한 일시적인 공실에 의한 것으로 보았다. 그러나 민성훈·고성수(2012)는 이러한 자연공실률은 이론적인 값으로 실제 현상을 통해 관찰되지 않는다고 하였다.

한편, 김경민·박정수(2009)에 따르면 공실률은 시장의 수급불균형을 즉각적으로 반영하는 지표이며, 공실률에 대한 정의는 노동경제학에서 논의하는 자연 실업률의 개념으로 정의되거나 임대수익 극대화를 위한 최적 공실면적으로 정의된다(Sivitanides, 1997). Wheaton and Torto (1988), 류강민·이창무(2012)는 조정매커니즘(adjustment mechanism)을 통해 임대료와 공실률 간 차이를 조정한다고 보았다. 이러한 관점에서 임재만·서윤희(2011)는 임대료가 균형적인 상태인 경우 자연공실률로 보고, 임대료가 균형임대료보다 높아지게 되면 공실률이 자연공실률을 초과하게 되어 이는 부동산 개발의 원인이 된다고 하였다. 따라서 자연공실률은 부동산시장의 전반적인 흐름을 살펴보는 데 있어 중요한 지표이다(장용삼, 2010).

Wheaton and Torto(1988)에 따르면 임대료 변화율은 자연공실률과 공실률의 함수로 특정기간의 공실률에서 자연공실률을 차감하여 임대료 변화율을 계산할 수 있다(식 1 참조).

$\frac{\Delta R}{R}=\alpha \left({\upsilon }^{*}-{\upsilon }_t\right)$

R : t기 임대료, v_t : t기 공실률,

v* : 자연공실률, α : 계수.

본 연구는 전통시장 내 소매경쟁이 전통시장 공실률에 미치는 영향을 살펴보기 위한 연구이다. 이에 따른 연구문제는 다음과 같다.

이를 알아보기 위하여 소상공인시장진흥공단(2017)의 『전통시장 내 SSM 및 상품공급점과 식자재마트, 기타마트 입점현황 조사』자료와 소상공인시장진흥공단(2018)의 『2016년 전통시장·상점가 및 점포경영 실태조사』자료를 이용하였다.

먼저 『전통시장 내 SSM 및 상품공급점과 식자재마트, 기타마트 입점현황 조사』자료에서 등록·인정시장에 해당하는 총 1,261개 전통시장 내에 입점한 SSM 및 상품공급점 수, 하나로마트 수, 식자재 마트 수, 그리고 기타 마트 수를 추출하였다(소상공인시장진흥공단, 2018).

다음으로 『2016년 전통시장·상점가 및 점포경영 실태조사』자료에서 시장 관련 변수를 추출하였다(소상공인시장진흥공단, 2018). 시장 관련 변수로는 지역, 시장면적과 총점포 수, 그리고 빈 점포 수를 추출하였으며 총 27,998개의 표본현황은 다음 <표 2>와 같다.

분석을 위하여 독립변수로는 SSM 및 상품공급점, 하나로 마트, 식자재 마트, 기타 마트 입점 수(개)를 추출하였다. 다음으로 각 전통시장의 지역정보는 서울을 기준으로 총 16개 시도를 더미변수화하였다(서울=0). 종속변수인 공실률은 전통시장의 총 점포수 대비 총 점포 수와 영업점포 수의 차이로 재계산하였다(식 2 참조).

$공실률=\frac{총점포수-영업점포수}{총점포수}$

마지막으로 통제변수는 시장 수준 통제변수로 시장면적과 점포 수를 로그화하여 사용하였다. 이에 따른 기술통계는 다음 <표 3>과 같다.

연구문제를 살펴보기 위하여 회귀식을 구성하였다.

먼저 종속변수를 전통시장의 공실률로 하고 SSM 및 상품공급점, 하나로 마트, 식자재마트, 그리고 기타 마트의 전통시장 내 입점 수와 지역을 독립변수로 하는 다중회귀식을 구성하였으며, 이에 따른 회귀식은 다음 (식 3)과 같다.

Y_공실률 = ɑ + β₁SSM 및 상품공급점+ β₂하나로마트 + β₃식자재마트+ β₄기타마트 + β₅지역+ β₆ln시장면적 + β₇ln점포수 + ϵ

분석결과, 전통시장의 공실률을 종속변수로 하는 회귀식은 유의적으로 나타났으며(F=79.998, p<.001), 다중공선성 문제도 발생하지 않은 것으로 나타났다(이학식, 2012). 세부적으로 전통시장 내 SSM 및 상품공급점의 입점은 전통시장 공실률에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.035, t=5.635, p<.001). 다음으로 하나로 마트의 입점은 전통시장 공실률에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.040, t=6.559, p<.001). 마찬가지로 식자재 마트의 입점은 전통시장 공실률에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.020, t=.3.311, p<.001). 마지막으로 기타 마트의 입점은 전통시장 공실률에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(β=.006, t=1.053, p>.05).