서론
현대 소비자들의 소비 행태나 가치관의 변화는 상품 구매 외에 여가, 휴식의 기능을 하여, 미국국토협회(Urban land institute, ULI)가 명명한 복합상업시설(Urban entertainment center, UEC) 이 새로운 소비 공간의 형태로 부상하게 되었다(Beyard, 1998). 이 는 다양한 쇼핑경험과 흥미를 제공하여 소비자를 끌어들이고 체류 시킬 집객(attraction)요소를 도입(Yoo, 2010)해야 하는 상업시설 이 감성과 체험을 중시하는 소비자의 변화된 이용특성과 요인을 공 간 속에 효율적으로 투영해야 함을 의미(Michael et al., 2005)한 다. 특히 최근 국내 복합상업시설들이 체험적 요소가 결합된 전략 적 마케팅을 통해 이용자들의 다양한 욕구를 충족시키고 이를 수익 창출공간과도 유기적으로 통합(Ha, 2010)시키고 있기 때문에 집 객 및 매출향상, 재방문에 영향을 미치는 이용자의 해당 브랜드 인 지도와 태도는 그 중요성이 더욱 커지고 있다(Lieberman and Esgate, 2002).
이러한 경향으로 인해 복합상업시설의 브랜드 인지도와 브랜드 태도에 관한 다수의 학술적 연구가 수행되었으나(Lee, 2003; Shim, 2011) 아쉽게도 최근 관심을 모으고 있는 식물 등의 자연적 환경요소를 도입한 실내조경이나 실내정원을 연출한 가든 디스플 레이의 효과에 관한 연구는 부족하다.
이에 본 연구는 국내 대표 복합상업시설 중 (주)경방 영등포 타임 스퀘어와 (주)애경 분당 AK플라자, (주)호반건설 판교 아브뉴프랑 의 이용객들을 대상으로 복합상업시설 가든 디스플레이 체험이 브 랜드 태도 및 자산에 어떠한 인식과 영향을 미치는지를 파악하고자 하였다.
이를 통해 가든 디스플레이의 역할을 조명함과 동시에 도시 상 업시설 이용객들을 위한 보다 쾌적하고 심미적인 친환경적 자연공 간을 조성하게 하는 데 그 목적이 있다.
연구방법
1. 연구대상자 및 연구기간
복합상업시설 내 가든 디스플레이 체험이 브랜드 인지도와 태도 간의 유의미한 정의 매개효과를 가질 것이라는 가설을 검증하기 위 해 2015년 2월부터 4월까지 총 3개월간 가든 디스플레이 체험 이 용객 243명을 대상으로 무작위 표본추출 설문조사를 실시하였다. 국내 대표적 복합상업시설 중에서 서울과 경기지역에서 단순 실내 조경이 아닌 집객화 전략으로 가든 디스플레이를 지속적으로 기획 하고, 다양한 매체 및 현장 이용객들의 만족도에 따라 관리·운영하 는 (주)경방 영등포 타임스퀘어와 (주)애경 분당 AK플라자, (주)호 반건설 판교 아브뉴프랑 3곳을 연구 대상지로 선정하였다.
2. 측정도구의 조작적 정의 및 측정
1) 독립변수:브랜드 인지도(Brand awareness)
본 연구에서는 브랜드 인지도를 독립변수로 하여 특정한 브랜드 가 소비자에게 알려져서 소비자가 해당 브랜드를 다른 브랜드와 구 별할 수 있는가’로 정의하였다. 선행연구를 통해 정제하고 수정 보 완한 브랜드 인지도 도구(Lee, 2008)를 사용하여 해당 브랜드를 다 른 브랜드와 구분 할 수 있는가와 관련한 브랜드의 인지 정도를 묻 는 2문항을 5점 척도로 측정하였다.
2) 매개변수: 가든 디스플레이 체험요소(4Es)
가든 디스플레이는 2007년 Hort Technology에 개재된‘식물 그리고 테마나 주제를 중심으로 한 표현을 포함하는 전시(exhibits including both plants and signs centered on a theme or topic)’ 로 정의(Melissa et al., 2007)하였다.
4Es는 Pine and Gilmore(1998)의 체험경제이론에 따른 오락적 (Entertainment), 교육적(Eduaction), 심미적(Esthetic), 일탈적 체 험(Escapist experience)으로 정의하였다. 그리고 가든 디스플레이 로 획득된 정서적 안정을 기반으로 하여 다양한 장르의 음악회, 마임 페스티벌, 댄스공연 등 볼거리를 제공하는 오락적 체험과 원데이 레 슨 및 데몬스트레이션 등의 교육적 체험, 전시조형물과 식물의 조화 를 통한 심미적 체험, 일상성을 벗어난 이색이벤트 등을 통한 일탈적 체험을 가든 디스플레이 4Es의 사례로 보았다. 또한 체험요소와 관 련하여 유사하거나 중복되는 측정 척도 등을 정리하여 가든 디스플 레이의 4가지 체험요소와 관련한 17문항을 5점 척도로 측정하였다.
3) 종속변수: 브랜드 태도(Brand attitude)
본 연구에서의 브랜드 태도는 Keller and Aaker (1992)의 선행 연구 고찰을 통해‘소비자가 브랜드를 선택하는 행동의 기준’으로 정의하고, 다수의 연구(Sneath et al., 2012; Bendsten and Jensen, 2007; Lee, 2008)고찰을 통하여 수정 보완한 브랜드 태도 도구 (Lee, 2008)를 선택, 복합상업시설 브랜드 태도의 특성상 재방문 항목을 접목한 2문항을 5점 척도로 측정하였다.
3. 분석절차
설문조사 후 수집된 데이터의 정제화 과정을 위해 결측치, 정규 성, 이상치 검사를 실시하였고, 조사대상자의 인구통계현황을 파 악하기 위하여 빈도분석을 실시하였다. 그리고 측정도구의 타당성 을 확인하기 위하여 탐색적 요인분석의 일환으로 주성분 분석 (Principle components analysis, PCA)을 실시하여, 지정한 고유 치 이상의 값을 갖는 요인만을 추출하였다. 요인회전과 관련하여 베리멕스 회전(Verimax rotation)을 실시하여 요인적재량(Factor loading)의 수용기준을 0.40이상을 기준으로 선택하였다. 각 요인 이 전체 분산에 대해 설명할 수 있는 정도를 나타내 주는 고유치 (Eigen value)는 1이상을 기준으로 하였다. 요인분석 과정을 통하여 부적절한 항목들을 일부 정제한 후 측정항목의 신뢰성과 타당성을 평가하기 위해 이론변수의 다항목 척도간의 신뢰성을 Cronbach's alpha 계수에 의해 분석하였다. 본 연구에서는 동일한 개념을 특정 하기 위하여 신뢰도를 저해하는 항목을 찾아내어 측정도구에서 제 외시킴으로써 측정도구의 신뢰도를 높이기 위한 방법(Choi, 2014) 인 내적일관성 분석방법을 이용하였다. 신뢰도를 통한 내적일관성 을 파악하기 위하여 Cronbach's α값을 도출한 후 상관관계분석을 실시, Cronbach's α값이 0.6 이상이면 높은 신뢰도의 기준으로 평 가하였다
브랜드인지도가 브랜드태도에 미치는 영향관계에서 가든 디스 플레이 4Es의 매개효과 가설검증을 위해 매개효과 검증에 가장 일 반적으로 알려진 3단계 매개 회귀분석(three-step mediated regression analysis: Baron and Kenny, 1986)을 이용하였다. 매개 효과 분석절차의 핵심은 전제조건 검토와 모형선택이며, 독립변수 와 매개변수의 상관관계, 매개변수와 종속변수의 상관관계, 독립 변수와 종속변수의 상관관계 등을 포함한다. 독립변수와 매개변수 를 a, 매개변수에서 종속변수로의 경로를 b, 독립변수에서 종속변 수로의 경로를 c라고 했을 때 한 변수가 매개변수로서 기능하려면 a, b, c가 유의하고, c는 0이 되거나 유의하게 감소하여야 한다 (Baron and Kenny, 1986). 따라서 이러한 과정에 따라 독립변수와 매개변수, 종속변수의 상관관계 그리고 통계적으로 유의한 사항에 서의 매개효과의 유의수준을 살펴보기 위하여 도출한 독립변수의 2 단계와 3단계의 표준화계수 β값을 확인하여 분석하였다. 그리고 이 상의 모든 분석에 SPSS 18.0 통계패키지 프로그램을 사용하였다.
4. 측정도구
1) 브랜드 인지도 도구의 타당도와 신뢰도
브랜드 인지도는 2문항으로 구성되었으며, 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과(Table 1) 고유값 1 이상인 1개의 성분이 도출되 었고, 누적분산은 68.099%였다. 요인적재량 값은 2문항 모두 0.4 이상으로 나타났고, 신뢰도 파악을 위한 Cronbach's α값은 0.531 로 나타났다.
Table 1.
Validity and reliability of brand awarenes.
| Classification | Components |
|---|---|
|
|
|
| 1 | |
|
|
|
| Brand awarenes 1 | 0.825 |
| Brand awarenes 2 | 0.825 |
| Eigen vaule | 1.362 |
| % dispersion | 68.099 |
| % accumulation | 68.099 |
| Cronbach' α | 0.531 |
본 연구의 해당 항목들은 선행연구(Keller, 1993; Aaker, 1991; Lee, 2008)를 통해 추출· 정제화하여, 수정 보완한 선행문헌(Lee, 2008)의 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 상에서 요인적재량 0.4 이상, Cronbach's α값 0.6이상을 모형설정의 높은 신뢰도 기준으 로 보았다. 따라서 본 연구에서 사용된 브랜드 인지도 측정도구는 타당성과 신뢰도에서 적정한 것으로 볼 수 있다.
2) 4Es 도구의 타당도와 신뢰도
4Es 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과(Table 2),고유값 1 이 상인 4개 성분이 도출되었고, 누적분산은 오락적 체험요소 26.786%, 교육적 체험요소 47.371%, 심미적 체험요소 64.920%, 일탈적 체 험요소 78.500%였다. 요인적재량 값은 오락적 체험 1번, 4번, 교 육적 체험 1번 문항을 제외하고 나머지 모든 문항 모두 0.4이상으 로 나타나 오락적 체험 1번 문항을 제거한 후 탐색적 요인분석 결과 는 적정하게 수렴되었고, 신뢰도 파악을 위한 Cronbach's α값은 오 락적 체험요소 0.901, 교육적 체험요소 0.902, 심미적 체험요소 0.930, 일탈적 체험요소 0.811 이상을 나타내었다.
Table 2.
Validity and reliability of 4Es.
선행연구((Pine and Gilmore, 1998; Kim, 2013)를통한 탐색 적 요인분석과 신뢰도 분석 상 요인적재량 0.4 이상, Cronbach's α 값 0.6이상을 모형설정에 적정하다고 보았다. 따라서 본 연구에서 사용된 4Es 측정도구는 타당성과 신뢰도에서 적합한 것으로 볼 수 있다.
3) 브랜드 태도 도구의 타당성과 신뢰도
브랜드 태도의 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과(Table 3), 고유값 1 이상인 1개의 성분이 도출되었고, 누적분산은 81.947% 였다. 요인적재량 값은 2문항 모두 0.4이상, 신뢰도 파악을 위한 Cronbach's α값은 0.780로 나타나 본 연구의 해당 항목들은 탐색 적 요인분석과 신뢰도 분석 상에서 적합한 것으로 볼 수 있다.
4) 측정도구의 상관관계 분석
타당도와 신뢰도가 확보된 도구들은 변수계산 과정을 거쳤고, 측정변인들 간의 상관관계 분석 결과(Table 4), 모든 측정변인들 간의 상관관계가 유의미한 정(+)의 높은 상관으로 나타났다. 이는 측정도구들이 요인을 기준에 근거하여 잘 측정하여 척도 간 상관관 계가 선형관계로 나타나면 변수 간 상관관계가 있다고 하고, 일반 적으로 0.3이상이면 상관관계가 존재한다고 평가(Hair et al, 2010) 할 수 있으므로 본 연구에서의 각 변인 간 상관관계의 타당도는 확 보되었다고 할 수 있다.
Table 4.
Correlation of measurement tools.
| Classfication | Brand awareness | Entertainment. experience | Educational experience | Esthetic experience | Escapist experience | Brand attitude |
|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||
| Brand awareness | 1 | |||||
| Entertainment experience | 0.362** | 1 | ||||
| Educational experience | 0.300** | 0.685** | 1 | |||
| Esthetic experience | 0.463** | 0.485** | 0.475** | 1 | ||
| Escapist experience | 0.571** | 0.663** | 0.716** | 0.717** | 1 | |
| Brand attitude | 0.578** | 0.572** | 0.370** | 0.588** | 0.656** | 1 |
| Average | 3.667 | 3.669 | 3.287 | 4.090 | 3.735 | 3.879 |
| Standarddeviation | 0.779 | 0.723 | 0.886 | 0.659 | 0.729 | 0.619 |
| N | 243 | 243 | 243 | 243 | 243 | 243 |
결과 및 고찰
1. 오락적 체험의 매개효과 분석
독립변수를 브랜드 인지도로, 매개변수를 오락적 체험으로 설정 하고 종속변수를 브랜드 태도로 설정한 경우의 매개효과분석 결과 (Table 5), 1단계의 유의확률 p=.000, 2단계 p=.000, 3단계 독립 변수가 p=.000, 매개변수가 p=.000으로 나타나 통계적으로 유의 하였다. 독립변수의 2단계와 3단계의 표준화계수 β는 각각 .578, .426으로 2단계의 β값이 더 큰 것으로 나타났다. 그러므로 브랜드 인지도가 브랜드 태도에 미치는 영향관계에서 오락적 체험은 매개 효과를 가지는 것으로 나타나 가설은 채택되었다. 특히 3단계에서 독립변수의 종속변수에 대한 통계적인 영향관계가 확인됨으로써, 오락적 체험의 매개효과는 부분매개효과인 것으로 나타났다.
Table 5.
The mediation effect of garden display entertainment experience.
| Classification/Variable | step | Standardized β value | t | p | R2 |
|---|---|---|---|---|---|
| Brand awareness/Independent | 1 | 0.362 | 6.034 | .000*** | 0.131 |
| Entertainment ex./Mediation | 2 | 0.578 | 10.985 | .000*** | 0.334 |
| Brand attitude/Dependent | 3(Independent) | 0.426 | 8.579 | .000*** | 0.485 |
| 3(Mediation) | 0.418 | 8.410 | .000*** |
오락적 체험요소는 이용객이 체험 대상에 대해 쾌락과 유희를 인 지하도록 하는 특성을 가지며(Oh et al., 2007; Ha, 2009) 이러한 체 험은 이용객들에게 만족할 만한 경험을 인식시켜주기 때문에 소비 자에게 긍정적 인지를 유도하게 된다(Holbrook and Hirschman, 1982). 본 연구를 통해 가든 디스플레이의 오락적 체험요소가 해당 브랜드 인지도와 태도 간에 유의미한 매개효과를 가지는 것으로 나 타났으므로 향후 국내 복합상업시설의 가든 디스플레이 구성에 있 어 더욱더 다양한 오락적 요소들을 전략적으로 기획할 필요가 있다.
2. 교육적 체험의 매개효과
독립변수를 브랜드 인지도로, 매개변수를 교육적 체험으로 설정 하고 종속변수를 브랜드 태도로 설정한 경우의 매개효과 분석 결과 (Table 6), 1단계의 유의확률 p=.000, 2단계 p=.000, 3단계 독립 변수가 p=.000, 매개변수가 p=.000으로 나타나 통계적으로 유의 하였다. 독립변수의 2단계와 3단계의 표준화계수 β는 각각 .578, .513으로 2단계의 β값이 더 컸으므로 교육적 체험은 매개효과를 가지는 것으로 나타나 가설은 채택되었다. 특히 3단계에서 독립변 수의 종속변수에 대한 통계적인 영향관계가 확인됨으로써, 교육적 체험의 매개효과는 부분 매개효과인 것으로 나타났다.
Table 6.
The mediation effect of garden display educational experience.
| Classification/Variable | step | Standardized β value | t | p | R2 |
|---|---|---|---|---|---|
| Brand awareness/Independent | 1 | 0.300 | 4.889 | .000*** | 0.090 |
| Education ex./Mediation | 2 | 0.578 | 10.985 | .000*** | 0.334 |
| Brand attitude./Dependent | 3 (Independent) | 0.513 | 9.592 | .000*** | 0.376 |
| 3 (Mediation) | 0.216 | 4.042 | .000*** | 0.376 |
교육적 체험요소는 이용자가 체험을 통해 체험대상과 관련된 지 식, 기술향상이 인지되도록 하는 특성을 가지며(Pine and Gilmore, 1998; Oh et al., 2007; Ha, 2009) 특히 가든 디스플레이의 교육적 체험요소는 가든 디스플레이 공간 내에서 미적 감각을 증진시키는 효과를 제공 받는다(Lee et al., 2010). 또한 식물을 이용한 디스플 레이에서 필요한 지식을 간접적으로 습득할 기회나 체험을 통해 도 시환경의 아이들에게 자연학습의 기회가 제공되어 식물의 생장에 대한 이해와 함께 꽃과 식물을 이용한 생활환경에 대한 관심을 증 진시키는 작용(Son, 1999)을 한다. 따라서 본 연구의 결과를 토대 로 향후 더 많은 복합상업시설들이 가든 디스플레이의 교육적 체험 요소를 통해 자연과 식물에 관한 이해를 증진시키는 노력을 해야 할 것이다.
3. 심미적 체험의 매개효과
독립변수를 브랜드 인지도로, 매개변수를 심미적 체험으로 설정 하고 종속변수를 브랜드 태도로 설정한 경우의 매개효과 분석 결과 (Table 7), 1단계의 유의확률 p=.000, 2단계 p=.000, 3단계 독립 변수가 p=.000, 매개변수가 p=.000으로 나타나 통계적으로 유의 하였다. 독립변수의 2단계와 3단계의 표준화계수 β는 각각 .578, .389로 2단계의 β값이 더 컸으므로 브랜드 인지도가 브랜드 태도 에 미치는 영향관계에서 심미적 체험은 매개효과를 가지는 것으로 나타나 가설은 채택되었다. 특히 3단계에서 독립변수의 종속변수 에 대한 통계적인 영향관계가 확인됨으로써, 심미적 체험의 매개효 과는 부분매개 효과인 것으로 나타났다.
Table 7.
The mediation effect of garden display esthetic experience.
| Classification/Variable | step | Standardized β value | t | p | R2 |
|---|---|---|---|---|---|
| Brand awareness/Independent | 1 | 0.463 | 8.110 | .000*** | 0.214 |
| Esthetic ex./Mediation | 2 | 0.578 | 10.985 | .000*** | 0.334 |
| Brand attitude/Dependent | 3 (Independent) | 0.389 | 7.300 | .000*** | 0.464 |
| 3 (Mediation) | 0.408 | 7.656 | .000*** |
심미적 체험요소는 체험대상이 가지고 있는 심미적인 요소가 체 험 참가자에게 인지되도록 하는 특성이 있다(Pine and Gilmore, 1998; Oh et al., 2007; Ha, 2009). 실내외 공간에서의 화훼식물을 이용한 가든 디스플레이는 아름답고 쾌적한 환경 연출에 매우 강력 한 효과를 보여주며(Um et al., 2000) 다양한 꽃과 잎의 아름다운 형태와 색, 향기 그리고 생명력이 넘치는 심미적인 체험을 경험하 게 한다(Son, 1999). 본 연구결과를 토대로 향후 가든 디스플레이 구성에 있어 공간 분할, 차음, 차단, 채광조절 등 기능적 효과(Lee et al., 2010)와 식물 및 조형물의 시각구조 형성으로 인한 주관적이 고도 심미적인 면(Hong, 2005)을 모두 고려한 디자인 모듈이 많은 플로리스트와 가드너에 의해 개발되어야 할 것이다.
4. 일탈적 체험의 매개효과
독립변수를 브랜드 인지도로, 매개변수를 일탈적 체험으로 설정 하고 종속변수를 브랜드 태도로 설정한 경우의 매개효과분석 결과 (Table 8), 1단계의 유의확률 p=.000, 2단계 p=.000, 3단계 독립 변수가 p=.000, 매개변수가 p=.000으로 나타나 통계적으로 유의 하였다. 독립변수의 2단계와 3단계의 표준화계수 β는 각각 .578, .302로 2단계의 β값이 더 컸으므로 브랜드 인지도가 브랜드 태도 에 미치는 영향관계에서 일탈적 체험은 매개효과를 가지는 것으로 나타나 가설은 채택되었다. 특히 3단계에서 독립변수의 종속변수 에 대한 통계적인 영향관계가 확인됨으로써, 일탈적 체험의 매개효 과는 부분매개효과인 것으로 나타났다.
Table 8.
The mediation effect of garden display escapist experience.
| Classification/Variable | step | Standardized β value | t | p | R2 |
|---|---|---|---|---|---|
| Brand awareness/Independent | 1 | 0.571 | 10.787 | .000*** | 0.326 |
| Escapist ex./Mediation | 2 | 0.578 | 10.985 | .000*** | 0.334 |
| Brand attitude/Dependent | 3 (Independent) | 0.302 | 5.380 | .000*** | 0.492 |
| 3 (Mediation) | 0.484 | 8.632 | .000*** |
일탈적 체험요소는 체험 참가자가 현실에서 벗어나 체험대상으 로의 몰입을 인지하도록 한다는 특성을 가지며(Pine and Gilmore, 1998; Oh et al., 2007; Ha, 2009), 이것은 이용객들이 현실을 벗어 나 새롭고 신기한 체험을 할 수 있음을 의미한다(Han and Um 2006). 특히 가든 디스플레이의 일탈적 체험요소는 시력저하, 무력 감, 심신의 피로, 판단력의 저하 등을 야기하는 이른바 테크노스트 레스가 심각해져 사회문제화((Kim and Kim, 2015)된 현실에서 정서적 안정과 같은 치료효과를 가져다주어 일상에서는 경험하기 힘든 일탈적 체험을 가능하게 한다(Son, 1999). 따라서 본 연구의 결과를 토대로 복합상업시설 가든 디스플레이의 보다 창의적인 디 자인과 식물 구성을 통해 정서적, 심리적으로 치료 효과를 줄 수 있 는 전략이 필요할 것이다.
적요
본 연구는 복합상업시설 브랜드 인지도와 태도 간 가든 디스플 레이 4Es의 매개효과를 검증하기 위해 국내 대표 복합상업시설 중 성공적인 가든 디스플레이를 진행한 (주)경방 영등포 타임스퀘어 와 (주)애경 분당 AK플라자, (주)호반건설 판교 아브뉴프랑의 이 용객들을 대상으로, 가든 디스플레이 체험이 해당 브랜드 태도 및 자산에 어떠한 인식과 영향을 미치는지를 파악하고 가든 디스플레 이의 역할을 조명하여 도시 상업시설 이용객들을 위한 보다 쾌적하 고 심미적인 친환경적 자연공간을 조성하고자 연구되었다. 향후 가 든 디스플레이를 정기적으로 진행하려는 국내의 복합상업시설이 확대될 경우 본 연구의 대상지 선정 한계를 극복하여 더욱 다양한 조사를 실시할 수 있을 것으로 생각된다.
브랜드 인지도가 브랜드 태도에 미치는 영향관계에서 가든 디스 플레이의 오락적 체험, 교육적 체험, 심미적 체험, 일탈적 체험은 매 개효과를 가지는 것으로 나타나 모든 가설은 채택되었다. 특히 3단 계에서 독립변수의 종속변수에 대한 통계적인 영향관계를 확인한 결과, 모든 체험의 매개효과는 부분 매개효과인 것으로 조사되었 다. 따라서 본 연구의 결과를 토대로 향후 가든 디스플레이 구성에 관한 활발한 연구가 필요할 것으로 생각된다.
현재까지 이루어진 복합상업시설과 브랜드 자산에 관한 다수의 연구에도 불구하고 자연소재를 활용한 가든 디스플레이에 관한 연 구는 부족하였다, 그러나 차츰 많은 복합상업시설들이 환경적인 기 능과 여가활동이 강조되자 가든 디스플레이의 집객효과나 환경적 기능에 대한 인식을 제고하면서 미적, 장식적 효과를 극대화하기 위한 다양한 방법을 도입(Um et al., 2000)하게 되기에 이르렀다. 이에 본 연구가 가든 디스플레이 역할을 조명하여 복합상업시설 이 용 활성화 전략의 기초자료로 활용되어, 더욱 많은 도시 상업시설 이용객들에게 보다 쾌적하고 심미적인 친환경적 자연공간을 조성 하는 데 기여할 것으로 생각된다. 또한 국제적인 흐름이나 해외사 례로 볼 때 가든 디스플레이의 상시 전시가 용이한 환경을 구축하 기 위해서는 설계시점에서부터 치밀하게 계획되어야 한다는 점에 서 국내시설은 아직 많은 제한을 가지고 있지만 신축중인 시설들이 친환경적 집객요소를 염두에 두고 있어 향후 가든 디스플레이의 행 보에 큰 변화가 있을 것으로 기대한다.
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