대도시 중심부 주택가격결정요인 연구 - dgi.re.kr · 김명호 (1994) 단독주택...

Journal of Daegu Gyeongbuk Development lnstituteVol. 12. No. 2 2013. 8. pp 113~125

113

Journal of Daegu Gyeongbuk Development lnstitute

대도시 중심부 주택가격결정요인 연구

- 대구시 중구를 대상으로 -

김중표*1)․ 홍성진

**2)

A Study on the Determinants of Housing Price in the Central Area of Metropolitan City

: A Case Study of Daegu

Joong-Pyo Kim ․ Sung-Jin Hong

국문 요약

본 연구는 주거환경수 과 주택가격 간의 한 계가 있다는 가정하에 주거지역과 상업지역이 혼

재되어 있고 슬럼화가 상당부분 진행된 구 역시 구를 상으로 주택가격 형성에 어떠한 요인들이

향을 미치고, 이러한 요인들이 일반 인 주거지역의 주택가격 형성 요인과 어떠한 차이가 있는지를

알아보고자 하 다. 실증분석을 한 통계분석은 SPSS를 이용하여 회귀분석을 통해 기존연구에서 많이

사용되는 헤도닉가격함수(Hedonic Price Function)를 추정하 다. 이를 해 종속변수는 ㎡당 표 주택

가격으로 하고 독립변수는 크게 주거요인, 지역요인, 블록요인으로 구분한 후 이 로그함수 모형을 사용

해 향요인을 도출하 다.

분석의 결과를 요약하면 건축년도, 구역과의 거리, 면도로 폭, 목조조 비율 등의 순으로 도심부

의 주택가격에 정(+)의 향을 미치는 것으로 나타났다. 반면 용 률, 과소필지비율, CBD와의 거리, 세

로비율, 지하철역과의 거리의 순으로 부(-)의 향을 미치는 것으로 분석되었다.

주제어 : 주택가격, 헤도닉가격 함수, 이지 , 주거환경

Abstract

The purpose of this study is to analyze the relations between residential environments and

housing price in the central area of Daegu Metropolitan City. For this study, we estimated the

hedonic price function that is presumed by regression. Dependent variable is the housing price

and independent variables are various including building age, ratio of floor area to site, width

* 구경북연구원 연구 원(Research Fellow, Daegu Gyeongbuk Development Institute), E-mail : [email protected], Tel :

053-770-5091

** 구경북연구원 연구원(Researcher, Daegu Gyeongbuk Development Institute), E-mail : [email protected], Tel :

053-770-5083

114 김 표․홍성진

대구경북연구 제12권 제2호

of the road, accessibility of the public facilities ect. And then, we used double logarithmic

function to achieve the major influence factors in the hedonic price function.

In conclusion, the positive factors to housing price in Daegu City are building age, distance

from Daegu Station, width of the road adjacent to parcels, proportion of wooden component. But

there are also negative factors such as the floor area ratio, proportion the number of parcels area

less than 90㎡, accessibility form CBD, the road width less than 4meters etc.

Keyword : Housing Price, Hedonic Price Function, Transitional Zone, Residential Environment

Ⅰ. 서 론

1. 연구의 배경 및 목적

도심은 체로 도시가 생성되어 발 하기 시작

한 최 의 거 으로 도시의 얼굴이면서 표 인

지역으로서 상을 갖고 있기 때문에 도심의 번

은 도시의 상징으로서 가치가 높다. 그래서 도심

의 역사성과 통성은 도시정체성 확보의 근간이

되고 도시통합의 구심 이 되고 있다(김타열,

2006).

도시 심부는 심상업 업무기능이 집

한 도심과 토지이용 변화가 극심한 도심주변부로

구성되어 있다. 즉 도심은 상업․업무기능이 집

되어 도시의 최고 심지 역할을 하는 지역이고,

도심주변부는 도심과 연 하고 주거․상업․공업

기능이 혼재된 이지 이다(김창석 외, 2000).

이러한 특성을 가진 도심부는 공간구조 변화의

에서 생태학 과정으로서 이해하는 견해와

토지이용이 불량한 구조 인 문제로 보는 견해가

있다(김타열, 2008). 자의 경우 도심부 주거기능

의 타 기능으로의 환을 의미한다. 이는 상업

업무기능 등 도심의 토지이용이 보다 고도이용을

해 용도가 환되는 과정으로 보는 것이기 때문

에 큰 문제가 되지 않는다. 후자의 경우 도심의 주

거지가 교외화와 신도시개발 주의 도시정책으

로 말미암아 더 이상 개발되지 않고 침체가 만성

화되는 것을 의미한다. 이는 도심의 주거지역이

장기 으로 침체되어 노후화 불량화로 연결되

어 심각한 도심문제를 야기시킨다.

그 다면, 도심부 노후불량주거지에 한 주거

수 을 어떻게 볼 것인가? 그리고 주거수 을 비

교할 수 있는 척도는 무엇인가라는 의문을 제기할

수 있다. 일반 으로 주거환경은 토지, 주택 등을

둘러싸고 있는 종합 인 환경이다. 몇몇 기존연구

에서는 주택의 가치는 주거환경 서비스 수 이며,

주택가치에 한 척도를 주택가격으로 보고 있다.

한 이와 련된 많은 연구들은 아 트 는 공

동주택을 주된 연구 상으로 삼고 있으며, 도심부

기성 주거지의 주거환경과 주택가격에 한 연구

는 거의 없다.

따라서 본 연구는 주거환경 수 과 주택가격 간

의 한 계가 있다는 가정 하에 주거지역과

상업지역이 혼재되어 있고 슬럼화가 상당부분 진

행된 구 역시 구를 상으로 주택가격 형성

에 어떠한 요인들이 향을 미치고, 이러한 요인

들이 일반 인 주거지역의 주택가격 형성 요인과

어떠한 차이가 있는지를 알아보고자 하 다. 이것

은 주거환경과 서비스수 , 주택가격 간의 계를

구체 으로 분석함으로써 향후 도심재생에 있어

도시 심부 주택가격결정요인 연구 - 구시 구를 상으로- 115


서 도시 심부 주거지역의 도시계획 정비를

한 시사 을 얻고자 함이다. 연구의 가설은 다음

과 같다.

가설 : 이지 의 성격을 가지는 도심부 주택

가격결정 요인은 일반 주거지와 다를 것이다.

2. 연구의 방법 및 범위

본 연구에서는 이지 와 같은 주거환경이 특

별한 지역에서 주택가격결정에 향을 미치는 요

인을 도출해 일반 주거지역과의 차이 을 알아

보고자 하 다. 구시 구는 지리 으로 도시

심부에 치하고 도심부와 일반 기성시가지를

포함하고 있으며, 시가지 형성과정에서 신시가지

에 비해 계획 요소의 향력이 은 자연지역이

다(장찬호, 2002). 구시 구는 상업지역과 주거

지역이 혼합되어 있으며, 노후화된 단독주택지 등

이지 특성을 가지고 있기 때문에 단독주택의

주거환경요인과 주택가격 계성을 악하는데

한 사례라고 단된다. 따라서 구시 구의

표 주택지 491개를 표본으로 하는 공간 범

를 설정하 다.

주택가격결정 요인에 한 실증분석을 해

2008년 표 주택지 특성조사표와 2004년 재산세

과세 장을 이용하여 필지별 자료와 블록별1) 자

료를 구축하 고, Arcview3.3을 이용하여 공간

특성자료를 구축하 다. 이러한 방법으로 구축한

자료를 SPSS 17.0을 이용하여 헤도닉가격함수

(Hedonic Price Function)를 추정하 다.

<그림 1> 표준주택의 공간적 분포

Ⅱ. 이론적 고찰

1. 도심부 주거지(점이지대) 특성

일반 으로 CBD주변에 존재하는 이지 는

회색지 (grey area)로 불리어지며 많은 문제들이

이곳에서 나타난다. 이 지 는 노후한 구조물이

많고 불안정한 여러 용도들이 혼합된 토지이용이

특색이며 다양한 기능들을 갖고 있다. 지 내의

공공시설물과 가로상가들은 유행에 뒤떨어졌고

높은 공가율과 한계운 때문에 어려움을 겪고 있

는 곳이다. 다민족 국가의 경우 유사 인종집단끼

리 모으는 경향이 있고, 동시에 더 낮은 교육․소

득수 의 거주자로 체되는 경향이 있다(황희연

등 2002).

이러한 이지 에 한 논의의 시작은 도시구

조이론인 Burgess의 동심원지 이론이다. 이지

를 보는 견해는 크게 두 가지로 요약할 수 있다.

첫째, 도시구조변화를 생태학 과정으로서 이해

하는 측면과 토지이용이 불량한 구조 인 문제로

보는 견해가 있다(김타열, 2008). 즉, 교통이 도심

에 집 하고 상업의 심부 집 화가 지속되는 과

1) 블록의 구분은 김타열(2006)이 12m 도로와 주요시설물을 기 으로 구시 구를 206개의 블록으로 구분한 자료를 사용

하 음.



정에서 이지 도 공간 으로 확 하고 토지이

용도 낮은 효율성에서 높은 효율성으로 체한다

는 논리이다. 이러한 변화에서는 재의 낮은 토

지이용 효율성이 문제되는 것은 아니다. 둘째,

이지 의 쇠퇴가 일시 인 개발유보가 아니고 장

기 이고 교외화와 심시가지의 쇠퇴가 연 되

어 있는 구조 인 문제로 보는 견해이다(이상

1996). 심시가지의 이지 는 인구와 산업의

유출과 공동화, 기반시설의 노후화, 커뮤니티의

붕괴 등 주거매력의 상실 등으로 쇠퇴하는 상이

다. 이지 는 심각한 불량시가지이지만 시가지

정비제도에서 지원을 받지 못하고 있다. 토지이용

혼합지역이기 때문에 주거환경정비사업에서 락

되고, 토지이용의 효율성이 낮아 도시환경정비사

업에서도 배제되고 있다(김타열 외, 2011, p.712)

이지 의 요한 특성은 어떤 특정한 용도가

두드러지게 나타나 있는 것이 아니라 토지이용 형

태의 집단화(clustering)에 있다. 그러한 토지이용

의 집단화는 근본 으로 역사 인 힘, 입지조건

임 료 지불능력에 의해 나타난다.

2. 주거환경과 주택가격 관계

주거환경은 주거 생활장소를 둘러싸고 있는

생활환경의 총체로, 의로는 주택 주변의 물리

환경을 의미하지만, 의로는 사회 , 경제 , 문

화 인 환경을 포함하는 개념이다. 더구나 주거지

역은 도시 체면 에서 차지하는 비율이 가장

크고 도시민 모두에게 공통 으로 여된다는

에서 요하며, 도시에 거주하는 도시민의 삶의

질 뿐만 아니라 생존과도 직결된다고 할 수 있다

(이창효 등 2009). 그러므로 주거지와 이를 둘러싸

고 있는 환경에 한 가치와 수 을 측정하는 것

은 요성이 크다 하겠다. 따라서 주거환경요소들

이 주택가격에 미치는 향을 악하는 것은 향후

주거지정비 도시계획과도 한 련성이

있을 것이다.

주택가격 결정은 수요와 공 에 의한 시장경제

원리에 의해 설명될 수 있지만, 주택의 물리 특

성, 지역특성 등 다양한 특성을 지닌 복합 재화

로 보고 이들 개별 특성들에 한 내재 가치의

합으로 설명되기도 한다(안태선․성장환, 1999).

이러한 내재 가치 지역의 공간구조는 주택가

격을 설명하는 요한 요인들 의 하나이다(김태

경․박헌수 2008). 로 특정주택이 어느 지역에

속하고 어느 고용 심지와 가까운가 하는 것이 그

주택의 가치를 설명해 주기도 한다. 이와 더불어

지역의 심시설 근성, 교통 근성, 자연환경,

단지내 시설, 주택특성 등 주택과 직․간 으로

연결된 모든 요소들이 그 주택의 내재 가치를

설명한다.

한편, Palmquist and Danielson(1989)은 주택가

격(매매가격)을 재의 주택특성이 아닌 미래의

상되는 변동으로 보았고 반면, 임 료는 재의

주택특성을 잘 반 하고 있다고 하 다. 조응래

(1990)는 주택의 물리 특성과 환경 특성이 상

호작용을 통하여 주택서비스를 창출하며, 거주자

가 주택서비스에 해 지불하고자 하는 가격은 자

가주택에 있어서는 주택가격으로 나타나고, 임

주택에 있어서는 임 료로 나타난다고 보았다.

3. 주택가격결정요인 관련 선행연구 검토

지가나 주택가격에 한 연구는 Brigham과

Pendleton(1965)의 연구로부터 시작되었다고 볼

수 있다(문태헌․정 옥 2008). 그들은 미국의 로

스엔젤 스시와 워싱턴시를 사례로 지가, 주택가

격결정요인과 외부효과의 비용을 산출하는 헤도

닉 기법을 사용하 는데, 이때부터 주택시장분석

에 통계 방법을 도입하는 계기가 되었다. 우리



나라는 1980년 반에 만연하 던 부동산투기로

주택가격이 폭등하면서 학술 인 근이 시작되

었다.

우리나라에서는 1990년 ․후반기를 기 으

로 하여 주택의 질과 쾌 성에 한 요도가 높

아지면서 경 조망, 공원, 녹지 등과 같은 어메니

티요소 하나를 세분화시켜 심도있는 연구가 증

가하고 있다(김호철, 정주희, 2009).

<표 1> 주택가격결정요인 관련 선행연구 검토

연구자주택유형

분석단

설명변수의 유형

어메니티

김명호 (1994)단독주택 공동주택

청주시 주택의 물리 특성, 택지 특성, 지역 특성

오규식·이왕기(2005)

아 트 서울시주택특성(조망여부, 평수등) 단지특성(경과년수, 도심거리) 지역특성(경 유형, 학교, 공원 등)

윤정 ·유완(2001)

아 트 분당주택특성, 단지특성도시경 특성(산, 하천, 근린공원 등)

김진유·이창무(2005)

아 트 서울시 CBD, 강남, 등포, 지하철, 근린공원, 도시자연공원, 한강, 주택면 , 총층수, 총세 수 등

교육환경

이종열(1997)

공동주택구시

10개 지구학군(수성구 비수성구), 교통수단에 의한 주택과 도심 간의 소요시간 등

정수연(2006)

아 트아 트개별특성, 지역특성변수(서울 진학률, 사교육비지출, 학원입지율, 진학률 등)

토지이용

김호철·정주희(2009)

아 트택지개발지구(153개소)

주택 단지 특성, 토지이용구성비율, 택지지구 면 등 택지지구특성재정특성 : 재정자립도

구경민 외(2009)

아 트뉴타운 지역 주변지역

물리 특성, 입지․경 특성, 거시경제특성, 뉴타운지역특성, 권역별 특성

기반시설

송명규 (2008) 아 트 부천시 상동 노후도, 단지간도로, 민 주택, 고속도로와 거리 등

이성 · 경구(2012)

공동주택 구시건축․단지․입지․환경특성, 교육․교통․공간․보건․환경․유통․상업시설

지 까지 주택가격결정에 한 연구는 그 목

에 따라 다양하게 이루어져 왔다. 주택가격결정요

인에 한 연구들은 주된 가격결정의 이 무엇

이냐에 따라 경 , 어메니티, 교육환경, 토지이용

등 변수특성을 기 으로 구분할 수 있다. 김명호

(1994), 오규식․이왕기(2005), 윤정 ․유완(2001),

김진유․이창무(2005) 등은 쾌 성, 경 조망, 도

시경 자원, 어메니티요소(근린공원)등이 주택가

격에 향을 미치는 것으로 분석하 다. 송명규

(1992), 이종열(1997), 정수연(2004) 등은 학군

교육환경과 주택가격과 상 성이 있다는 연구결

과를 도출하 다. 유진호(2007), 김호철․정주희

(2009)는 토지이용특성과 주택가격과의 연구에서

통계 으로 유의한 향을 미친다는 것을 밝혔다.

그리고 송명규(2008), 이성 ․ 경구(2012) 등은

기반시설이 공동주택가격에 미치는 향을 연구

하 는데, 특히 이성 은 우수고교분포, 지하철입

지, 의료시설, 상업시설 등이 주택가격에 향을

미친다고 주장하 다.

이들 연구들은 부분 아 트 는 공동주택을

상으로 연구가 이루어졌다. 그것은 단독주택에

비해 연구자료의 구득이 용이하기 때문이다. 그러

나 도시 심부 는 이지 쇠퇴와 련하여 이

들 지역의 불량주거환경수 과 주택가격에 한



연구는 거의 없었다.

III. 분석의 틀 설정

1. 주택가격결정 모형의 이론적 접근

최근 우리나라 부동산 학계에서는 헤도닉 모형

(hedonic price model)을 빈번하게 사용하고 있다

(이용만, 2008). 이 모형은 자동차나 주택과 같이

동일 종류의 상품이라 하더라도 질 인 차이가 존

재하는 상품에 질 차이의 근원인 각 특성별 내

재가격을 추정하기 해 활용되기 시작하 다(윤

식 등 1998). 특성가격은 재화의 가격을 특성들

의 양에 해 회귀(regression)함으로써 특성 가

격을 추정하는 것이다. 이를 함수식으로 표 하자

면 다음과 같다.

식(1)

이 식에서 P는 재화의 가격이고, S, N, L은 개별

특성들이고, h( )는 회귀식의 함수형태를 나타내

는데, 이를 흔히 헤도닉 함수(hedonic function)이

라고 부른다. 개별 특성들을 재화에 가격에 회귀

하면, 개별 특성들의 계수(coefficient)가 추정되는

데, 이 계수가 바로 특성가격인 것이다.2)

일반 으로 헤도닉 함수는 선형 함수(linear

function), 세미-로그함수(semi-log function), 이

로그함수(double log function) 하나를 사용

한다. 각 함수별 식을 정리하면 <표 2> 와 같다.

<표 2> 함수 모형별 회귀식

함수명 함수식 비고

선형함수

세미-로그함수 log 종속변수에 자연로그

이 로그함수 exp 종속변수와 독립변수에 자연로그

: 찰된 표본 : 종속변수(주택가격). 찰 가능 변수

: 독립변수로서 특성 변수들. 찰 가능 변수

: 독립변수 인과의 계수(coefficient). 회귀를 통해 추정해 할 모수(parameter)

2. 자료 및 변수의 구성

본 연구에 사용된 자료는 2008년 표 주택특성

조사표와 2004년 재산세 과세 장, KLIS

(Korea Land Information System)의 지 도와

Arcview3.3 로그램을 이용하여 구축하 다.

주택특성조사표는 필지별 토지의 면 , 토지이

용 황, 지가, 용도구역, 도로조건 등의 내용을 담

고 있고 장조사를 통해 구축되는 자료인 만큼

정확성과 객 성이 매우 높다고 할 수 있다. 재산

세 과세 장의 경우 지번별 건축물의 구조와 연면

, 층수, 건축년도, 건축물용도, 공시지가 등의 내

용 포함하고 있으나 주택특성조사표와 같이 직

인 조사를 통해서 구축되는 자료는 아니다. 그

럼에도 불구하고 민원인의 지속 인 오류수정 요

구와 사실 계 확인으로 인해 자료자체의 신뢰도

2) 이용만(2008)은 헤도닉 가격모형에 한 이론 근연구 통해 모형별 장․단 을 체계 으로 정리하 음. 본 연구는 이

를 참고하여 이론 부분을 인용하 음.



는 높다고 할 수 있다.

변수의 선정은 선행연구와 국토해양부 주택가

격비 표의 주택특성에 사용된 변수를 바탕으로

선정하 다. 선정된 변수는 특성에 따라 크게 주

거특성, 지역특성, 블록특성으로 구분하 다. 주거

특성은 주거에 직 으로 향을 미치거나 표

주택 자체의 특성을 가지는 변수로 건축년도, 용

율, 내화구조, 면도로폭, 용도지역으로 구성하

다.

지역특성은 주거환경을 구성하는 주요시설과의

계에 한 변수로 간선도로와의 거리, 지하철역

과의 거리, 등학교와의 거리, 공원과의 거리,

CBD( 구백화 )와의 거리, 구역과의 거리, 신

천까지의 거리로 구성하 다. 신천은 도심을 통과

하여 흐르는 구의 표 도심 하천으로 공원

등과 같이 최근 강조되고 있는 어메니티 요소를

반 할 수 있는 변수로 지역 측면에서 요한

의미를 가진다고 할 수 있다.

블록특성은 표 주택의 외부 주거환경을 이루

는 변수로 평균건축년도, ㎡당 평균지가, 주거

도, 세로비율, 과소필지비율, 목조 조비율, 평균

층수, 단독주택구성비, 상업구성비로 구성하 다.

<표 3> 변수의 구성 및 설명

구 분 변 수 명 단 변 수 설 명

종속변수 ㎡당 결정가격 천원 결정가격/(토지면 +건축연면 )

독

립

변

수

주거특성

건축년도 년 건축년도

용 률 % (건물연면 / 지면 )x100

내화구조 더미 내화=1, 비내화=0

면도로폭 m 필지와 면한 도로의 폭

용도지역 더미 주거=1 주거외=0

지역특성

간선도로와의 거리 m 가장 가까운 간선도로와의 직선거리

지하철역과의 거리 m 가장 가까운 지하철역과의 직선거리

등학교와의 거리 m 가장 가까운 등학교와의 직선거리

공원과의 거리 m 가장 가까운 공원과의 직선거리

신천과의 거리 m 신천과의 직선거리

CBD와의 거리 m CBD( 구백화 )와의 직선거리

구역과의 거리 m 구역과의 직선거리

블록특성

평균신축년도 년 블록내 건축물의 평균신축년도

㎡당 평균지가 천원 블록내 토지의 ㎡당 평균지가

주거 도 % 상업연상면 /시가지면 X 100

세로비율 % 블록내 4m미만 세로의 비율

과소필지구성비 % 블록내 90㎡미만 필지의 구성비

목조조 비율 % 블록내 목조조 조 건축물의 비율

평균층수 층 블록내 건축물의평균층수

단독주택구성비 % 단독주택연상면 /총연상연 X 100

상업구성비 % 상업연상면 /총연상면 X 100



2. 기초통계량 분석

<표 4>에서 보는 바와 같이 종속변수인 구

표 주택의 ㎡당 결정가격은 18만원에서 60만원

까지 분포하고 평균값은 ㎡당 37만원이다. 건축년

도는 1946년에서 2005년까지 다양하게 분포하고

있으며 평균값은 1972년으로 나타났다. 용 률의

평균값은 구시 조례 주거지역 용 률 규제가

가장 엄격한 제1종 용주거지역의 100% 보다 낮

은 78.5%를 보이고 있다.

내화구조의 주택비율은 32.8%이고 면도로의

폭은 2m에서 12m까지 분포하며 평균값은 3.7m이

다. 용도지역의 경우 주거지역 비율이 88.4%로 주

거지역외의 용도지역에서도 일정부분 단독주택이

분포하고 있다. 건축년도, 용 률, 내화구조 등을

종합해 볼 때 도심부 단독주택은 층의 노후주택

이 주를 이루고 있음을 알 수 있다.

지역특성 변수인 간선도로, 지하철역, 등학교,

공원과의 거리는 평균값이 101.1m, 503.6m,

298.9m, 870.0m로 비교 근거리에 치하고 있으

며 공원, 신천, CBD, 구역과의 거리는 평균값이

모두 1km보다 높게 나타났다. 지역특성 변수의

최소값, 최 값, 표 편차 차이가 다소 존재하지

만 평균값을 기 을 볼 때 간선도로, 지하철역,

등학교, 공원 등의 근린생활시설은 체로 생활권

반경에 치하고 신천, CBD, 구역 등의 도심핵

이나 거 시설과는 이격되어 있어 도심부 외곽지

에 표 주택이 주로 분포하고 있음을 간

으로 보여 다.

<표 4 > 변수의 기초통계량

구분 변수명 단 최소값 최 값 평균 표 편차

종속변수 ㎡당 결정가격 천원 185.4 605.1 373.0 73.2

독

립

변

수

주거특성

건축년도 년 1946.0 2005.0 1972.7 17.5

용 률 % 15.1 288.1 75.8 48.3

내화구조 더미 내화구조의 주택비율 : 32.8%

면도로폭 m 2.0 12.0 3.7 3.0

용도지역 더미 주거지역의 비율 : 88.4%

지역특성

간선도로와의 거리 m 2.3 299.6 101.2 63.9

지하철역과의 거리 m 29.6 1408.6 503.6 243.4

등학교와의 거리 m 0.0 910.6 298.9 194.7

공원과의 거리 m 0.0 1770.5 870.0 415.5

신천과의 거리 m 94.7 2987.6 1428.4 854.5

CBD와의 거리 m 224.8 2062.8 1264.8 364.3

구역과의 거리 m 379.1 2422.5 1716.1 420.9

블럭특성

평균신축년도 년 1965.6 1998.0 1979.0 6.1

㎡당 평균지가 천원 533.5 4203.2 799.6 333.0

주거 도 % 8.2 221.1 52.1 30.4

세로비율 % 0.0 72.7 39.9 18.4

과소필지구성비 % 6.1 88.1 42.8 14.1

목조조 비율 % 2.7 75.0 48.6 13.9

평균층수 층 1.3 2.7 1.7 0.3

단독주택구성비 % 3.5 74.7 45.5 17.9

상업구성비 % 11.4 95.9 42.8 20.5



블록특성은 평균 신축년도의 평균값이 1979년으

로 주거특성의 신축년도와는 약 7년 정도의 차이

를 보이고 있다. ㎡당 평균지가는 53만에서 420만

원까지 분포하고 있으며 표 편차가 333만원으로

종속변수인 ㎡당 결정가격과 비교해 편차가 매우

큰 것으로 나타났다. 이는 주택가격에 향을 미

치는 주거환경이 블록별로 상이하기 때문에 ㎡당

평균지가의 편차가 크게 나타나는 것으로 유추해

볼 수 있다.

그 외 변수들의 평균값을 살펴보면, 주거 도

52.1%, 세로비율 39.9%, 과소필지구성비 42.8%,

목조 조비율 48.6%, 평균층수 1.7층, 단독주택구

성비 45.5%, 상업구성비 42.8%로 나타났으며, 블

록 내의 주거환경은 상업혼재, 기반시설 불량 등

으로 양호하지 않음을 알 수 있다.

2. 최적 함수모형의 설정

본 연구는 헤도닉가격 모형을 이용하여 도심에

서의 주택가격결정요인에 한 실증 분석을 실

시하고자 하 다. 헤도닉가격함수에는 선형함수,

세미-로그함수, 이 로그함수 등이 주로 사용되

고 있으나 반드시 어떤 형태의 함수를 사용하여야

한다는 이론은 정립되어 있지 않다(이용만, 2008 :

84).

여기에서는 세 가지 함수를 각각 다 회귀분석

을 실시하여 설명력이 가장 높은 함수모형을 선택

하여 분석을 실시하 다.

각 함수모형별 다 회귀분석을 실시한 결과, 선

형함수와 세미-로그함수의 일부변수에서 다 공

선성의 문제가 발생하는 것으로 확인되었고 각 함

수모형 이 로그함수의 adj-R2 값이 0.531로

가장 높게 나타나 이 로그함수를 최 함수모형

으로 선택하 다.

<표 5> 모형 설정 위한 회귀분석 결과

구 분 R R2 adj-R2

선형함수 0.706 0.498 0.475

세미로그함수 0.717 0.514 0.492

이 로그함수 0.742 0.551 0.531

헤도닉가격함수는 함수모형 설정의 문제 외에

도 독립변수간의 다 공선성, 이분산성의 문제가

발생한다. 이러한 문제를 보완하고자 본 연구에서

는 다 회귀분석의 단계별선택방식(stepwise)을

이용하여 분석을 실시하 다. 단계별선택방식은

설명력이 높은 독립변수를 순차 으로 선택하여

입력하 으므로 동시입력(Enter)방식보다 다 공

선성의 오류가 발생할 확률이 다. 한, 각 단계

별로는 이 단계에서 입력된 변수의 유의성 검증

을 실시해 유의성이 없는 변수는 제거하 으므로

보다 의미 있는 결과를 얻을 수 있다(최윤아․송

병하, 2006 : 121).

IV. 도심부 주택가격결정요인에 관한

실증분석

1. 주택 가격결정요인 분석

도심부 주택가격결정요인을 분석하기 해 주

거특성, 지역특성, 블록특성의 21개 독립변수를

이 로그함수 모형으로 다 회귀분석한 결과는

<표 6>과 같다. 단계별선택방식(Stepwise)으로

입력된 21개의 독립변수 유의성이 없는 것으로

분석된 신천과의 거리, 간선도로와의 거리, 공원

과의 거리, 평균층수, 평균신축년도, 주거 도, 단

독주택구성비, 상업구성비는 최종 회귀식에서 제

외되었다. adj-R2 값은 0.528이며 회귀식의 통계

유의성을 나타내는 F값은 43.218, p-value값은



0.000으로 분석에 의해 도출된 회귀식은 통계 으

로 유의하다고 할 수 있다. 유의성이 없는 것으로

분석된 독립변수를 제외한 13개의 독립변수는 모

두 0.01의 수 에서 유의한 것으로 나타났다. 모든

독립변수가 분산팽창요인(VIF : variance inflation

factor)의 값이 5보다 작고 공차한계가 1.0을 과

하지 않음으로 다 공선성의 문제는 발생하지 않

은 것으로 결론 내릴 수 있다.

주거특성에서는 건축년도, 용 률, 내화구조,

면도로 폭, 용도지역이 유의한 변수로 나타났고

지역특성에서는 지하철역과의 거리 등학교와의

거리, 구역과의 거리, CBD와의 거리가 유의한

변수로 분석되었다. 블록특성에서는 ㎡당 평균지

가, 세로비율, 과소필지비율이 주택가격결정에

향을 미치는 요인으로 분석되었다.

<표 6> 이중로그함수 모형을 이용한 다중회귀분석 결과

독립변수비표 화계수 표 화계수

t값 p-value VIFB 표 오차 β

상수 -80.364 10.310 　 -7.795 .000 　

주

거

특

성

건축년도 11.965 1.367 .534 8.755 .000 3.870

용 률 -.133 .021 -.364 -6.393 .000 3.360

내화구조 .063 .016 .150 4.028 .000 1.441

면도로 폭 .150 .012 .434 12.153 .000 1.323

용도지역 .095 .024 .153 3.954 .000 1.562

지역

특성

지하철역과의 거리 -.047 .015 -.128 -3.189 .002 1.680

등학교와의 거리 .023 .007 .109 3.154 .002 1.242

구역과의 거리 .313 .036 .455 8.715 .000 2.832

CBD와의 거리 -.113 .034 -.186 -3.299 .001 3.317

블록

특성

㎡당 평균지가 .088 .031 .135 2.891 .004 2.256

세로비율 -.037 .011 -.149 -3.440 .001 1.958

과소필지구성비 -.118 .022 -.255 -5.475 .000 2.245

목조조 비율 .153 .022 .335 6.976 .000 2.397

R=0.735, R2=0.541, adj-R

2=0.528 F=43.218, Durbin-Watson=1.409

주택가격에 가장 큰 향을 미치는 요인은 건축

년도, 구역과의 거리, 면도로 폭, 목 조 비

율 등의 순으로 주택가격에 정(+)의 향을 미치

고, 용 률, 과소필지비율, CBD와의 거리 등은 부

(-)의 향을 미치는 것으로 나타났다.

주거특성에서는 건축년도(11.965), 내화구조

(0.063), 면도로 폭(0.150), 용도지역(0.095)이 주

택가격에 정(+)의 향력을 미치는 것으로 나타나

면도로의 폭이 넓고 최근에 건축된 주택일수록

가격이 높게 형성됨을 알 수 있다. 한편, 용 률

(-0.133)은 주택가격에 부(-)의 향력을 미치는

것으로 나타났다. 기존연구에 나타난 용 률이 주

택가격에 미치는 향력을 살펴보면, 윤정 ·유완

(2001), 김창석․김주 (2002), 정의철(2003) 등의

연구에서는 용 률이 증가하면 주택가격이 하락

하는 것으로 분석되었다. 하지만 이들 연구는 공

동주택을 상으로 하고 있고 향력이 매우 작게

나타나는 등 구체 인 효과성이나 방향성을 제시



하고 있다고 보기 어렵다. 다만, 본 연구에서는 용

률이 20～70% 사이에 분포하고 ㎡당 주택가격

30～60만원 사이에 분포하는 표 주택이 과반 이

상을 차지하고 있어 편차가 크지 않아 용 률이

높을수록 주택가격이 분산되는 상에 의해 ㎡당

주택가격이 감소한다고 유추해 볼 수 있다.

지역특성에서는 구역과의 거리(0.313), 등

학교와의 거리(0.023)가 주택가격에 정(+)의 향

을 미치고 지하철역과의 거리(-0.047), CBD와의

거리(-0.113)는 부(-)의 향을 미치는 것으로 나

타났다.

구역과의 거리가 멀어질수록 주택가격이 높

게 나타나는 것은 구역 면에 치하는 북성로

일 의 주거환경이 열악하기 때문이라 볼 수 있

다. 김타열(2007)은 구지역의 노후화 수 을 평

균신축년도, 비내화구조물의 구성비, 평균층수에

의해 우량, 간, 불량으로 구분하 는데, 북성로

인근지역에 불량지구가 집단화되어 분포한다고

분석하 다. 한 구의 도심지 보다는 동인동

1·2·4 가동, 삼덕동, 남산1 동의 외각지가 도심지

보다 양호하며, 앙로를 심으로 동쪽보다는 서

쪽의 노후 수 이 높다고 분석하 다.

등학교와의 거리 변수의 경우 거리를 측정한

구의 10개 등학교 7개가 주거환경이 열악

한 구의 도심부와 서쪽에 치하고 있어 거리가

멀수록 주택가격이 높게 나타난 것으로 보인다.

하지만 등학교와 거리는 주택가격에 미치는

향력은 크지 않다고 할 수 있으며, 등학교와의

거리와 구역과의 거리가 일반 인 주택가격의

특성과 상이한 결과를 보인 것은 인근의 주거환경

이 열악한 상지의 특수성이 반 된 결과이기 때

문에 도심부에서의 주택가격 형성에 향을 미치

는 일반 요인으로 보기는 어렵다.

구의 CBD는 심상업지역으로 주택이 거의

존재하지 않는 지역이며, CBD 인근에는 주택의

노후도가 높고 주거환경이 열악한 이지 가 형

성되어 있다. 표 주택은 CBD 반경 500m까지는

표 주택이 거의 분포하고 있지 않고 1km～

1.5km사이에 276개가 집 으로 분포하고 있다.

표 주택이 가장 많이 분포하는 1km～1.5km사이

의 거리별 ㎡당 평균 주택가격은 <그림 2>와 같

이 CBD에 가까울수록 높게 나타남을 알 수 있다.

체 인 CBD와의 거리에 따른 ㎡당 주택가격은

CBD와 인 한 지역에서는 낮은 가격을 형성하다

가 1km를 기 으로 상승하다 일정 범 를 넘어서

면 다시 감소하는 형태를 보이고 있다.

<그림 2> CBD와의 거리별 ㎡당 평균 주택가격

블록특성의 경우에는 ㎡당 평균지가(0.088), 목

조조 비율(0.153)이 주택가격에 정(+)의 향을

미치고 세로비율(-0.037), 과소필지비율(-0.118)은

부(-)의 향을 미치는 것으로 분석되었다. 337개

의 표 주택이 목조조 비율 40%～65%인 블록

에 분포하고 있으며, 남산2동과 성내3동 등 목조

조비율과 주택가격이 비교 높은 블록에 주택

재개발사업, 주택재건축사업 등이 지정되어 있어

정비사업에 한 기 효과가 일정 부분 작용했을

했을 것이라 추측 할 수 있다. 하지만 목조조 비

율이 높을수록 정비사업이 시행될 가능성은 높다

하더라도 ㎡당 주택가격과의 직 인 계성을

설명하기에는 인과 계가 명확하지 않은 측면이

존재한다.



이상의 분석결과를 종합해 보면 도심에서의 주

택가격에 향을 미치는 요인은 주택의 외부환경

보다는 건축년도, 면도록 폭 등의 개별주택이

가지는 고유특성의 향이 크게 작용하는 것으로

분석되었다. 하지만 주거지역과 상업지역이 혼재

하여 있는 도심의 특성으로 인해 단일한 주거지역

에서의 주택가격과는 다른 가격형성 양상을 보이

는 것으로 분석 다.

V. 결론 및 시사점

본 연구는 주거지역과 상업지역이 혼재되어 있

고 슬럼화가 상당부분 진행된 구시 구를 상

으로 주택가격 형성에 어떠한 요인들이 향을 미

치고, 이러한 요인들이 일반 주거지역의 주택가

격결정에 어떠한 차이가 있는지를 알아보고자 하

다. 이를 해 ㎡당 표 주택가격을 종속변수로

두고 독립변수를 크게 주거요인, 지역요인, 블록

요인으로 구분한 후 이 로그함수 모형을 사용하

여 향요인을 도출하 다.

분석의 결과를 요약하면 건축년도, 구역과의

거리, 면도로 폭, 목조조 비율 등의 순으로 도

심부의 주택가격에 정(+)의 향을 미치는 것으로

나타났다. 반면 용 률, 과소필지비율, CBD와의

거리, 세로비율, 지하철역과의 거리의 순으로 부

(-)의 향을 미치는 것으로 분석되었다.

특성별 비교에서는 건축년도, 면도로 폭 등과

같은 주거특성이 지역특성과 블록특성 보다 도심

부의 주택가격결정에 많은 향을 미치는 것을 알

수 있었다. 이는 기존연구와 유사한 결과라 할 수

있지만 등학교와의 거리 등 일부 변수에서는 도

심의 상업혼재, 주택노후 등의 국지 특성이 반

되어 기존연구와는 상반된 결과가 도출되었다.

따라서 도심부의 주택가격결정에 향을 미치는

요인들은 단일한 주거지역과는 일부분 다른 양상

을 보이지만 그 향력은 크지 않다고 할 수 있다.

본 연구는 몇 가지 한계 을 가지는데 첫째, 연

구에서 사용된 종속변수는 ㎡당 표 주택가격으

로 실거래가와는 차이가 존재하고, 자료수집의 한

계로 인해 형쇼핑몰 등 생활편의시설과 련된

변수는 고려되지 않았다. 둘째, 분석 모형의 한계

이다. 연구에서 사용된 헤도닉가격함수 모형은 특

정시 을 기 으로 단순 인과 계를 규명하여 설

명하기 때문에 복잡 다양한 주택의 내재 가치와

하 시장 등을 종합 으로 분석하지 못한다. 셋째,

분석 단 의 한계이다. 도로를 경계로 구성된 블

록특성은 실제 생활권 환경의 수 과는 차이가 존

재한다. 이러한 한계 들로 인해 목조조 비율,

용 률 등 일부 변수에서 주택가격과의 계성을

명확하게 설명하지 못하고 추론 측면에 머무르

고 있다. 향후 연구에서는 추가 인 조사와 분석

통해 연구의 한계를 극복하고 보완하여야 할 것

이다.

그럼에도 불구하고 본 연구는 일반 인 주거지

역이 아닌 슬럼화 되어 가는 도심에서의 주택가격

결정 요인을 외부환경을 고려하여 분석하 다는

에서 의의를 가진다고 할 수 있다.

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논문 수일 : 2013. 3. 19, 심사완료일 : 2013. 4. 19

최종원고 : 2013. 4. 19

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