인지된 동네무질서와 사회적 유대가 개인의 무력감에

□지방정부연구□ 제7권 제2호(2003 여름) : 217∼239

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미치는 영향에 관한 연구*

* 이 논문은 2002년도 한국학술진흥재단의 지원에 의해 연구되었음(KRF-2002-072-BN1017).

A Study on the Effect of Perceived Neighborhood Disorder and Social Ties on the Individual Powerlessness

곽 현 근(대전대학교 행정학부)

노 병 일(대전대학교 사회복지학과)

주관적 무력감은 지역사회 주민의 삶의 질에 영향을 미치는 중요한 변수이다. 본 연구의 목적은 이러한 주관적 무력감에 영향을 미치는 동네관련 요인을 실증적으로 파악해보는 것이다. 본 연구는 동네관련 요인으로서 동네무질서에 대한 인식, 동네수준의 사회적 유대(이웃과의 비공식적 사회적 유대와 동네조직 참여), 취약(빈곤)동네여부에 우선적인 초점을 두고 있다. 실증분석을 위한 이론적 배경으로서 동네의 개념 및 성격, 동네연구의 의의를 제시하고, 본 연구의 초점이 되는 주요변수의 개념 및 변수간의 관계를 이론적으로 고찰하였다. 실증분석은 최종적으로 대전광역시에 위치한 16개 동네의 거주자 794명의 설문결과에 기초하고, 위계적 선형모형을 적용하여 이루어졌다. 실증분석결과 동네무질서에 대한 인식과 사회적 유대가 주관적 무력감에 영향을 미치는 것으로 나타났고, 사회적 유대는 동네무질서의 부정적 영향을 완화하는 매개적 역할을 하는 것으로 나타났다. 취약동네여부는 주관적 무력감이나 사회적 유대에 직접적으로 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으나 동네무질서에 대한 인식에는 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 동네무질서는 사회적 유대에도 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 결론으로 실증분석결과의 시사점 및 앞으로의 연구방향을 제시하였다.

주제어 : 주관적 무력감, 동네무질서, 비공식적 사회적 유대, 동네조직참여, 취약동네

subjective powerlessness, neighborhood disorder, social ties, neigh-borhood disadvantage

Ⅰ. 머리말

현대에 들어서 지역사회의 역할이 중요해지고 있다. 이런 현상은 우리나라뿐만 아니라 전 세계적인 것이다. 실제로 여러 학자들은 현대 생활에서 지역사회의 위상을 자세히 조사해오고 있다. 또한 재정을 제공하는 측과 정책입안자들 중에는, 지리적으로 목표로 삼은 지역사회중심의 개입이나 동네중심의 개입을 선호하는 방향으로 나가는 경우가 많다. 개인·가족이 가진 욕구와 상황은 관계·기회 등의 특정 맥락 속에 토대를 두고 있는데, 이런 맥락은 공간적으로 정의되거나 공간적으로 제약되는 경우가 많기 때문이다(Hardcastle et al., 1997; Chaskin, 1997).

) 도시의 경우, □사라진 지역사회(community lost)□ 관점, □되살아난 지역사회(community saved)□ 관점이 등장하고 있고, 더 최근에 들어서는 □해방된 지역사회(community liberated)□ 관점도 등장하고 있다(Hardcastle et al., 1997: 120).

근래에 지역사회가 강조되는 배경을 다음의 두 가지 측면으로 나누어 볼 수 있다. 첫째, 지방자치제도가 도입됨에 따라서 권력이 지방으로 이양되기 때문이다. 그 결과, 지역사회 주민들이 정책결정에 참여하는 것이 중요한 몫을 차지하고 있다. 둘째, 국가는 국민의 삶의 질을 향상시키기 위해 필요한 재정적 자원을 충분히 가지고 있지 않기 때문이다. 자주 사용되는 용어인 복지다원주의도 이런 맥락에서 이해될 수 있다(Pijl, 1994). 복지다원주의란 국가 이외의 영역도 복지에 대한 책임을 맡는 것을 가리키는데, 이 경우에 중요한 영역이 지역사회이다. 이에 따라서 최근 들어서 복지정책에서 지역사회가 중요하다는 점이 아주 크게 강조되고 있다(Allan, 1994). 이것은 어떤 면에서 주민들이 정책실행에 참여하는 것과 관련이 있다고 볼 수 있다.

주민들이 누리는 삶의 질 측면과 직접적으로 관련이 있는 지역사회 단위가 동네(neighbor-hood)이다. 동네는 주민 생활과 관련하여 가장 근접한 지리적 단위로서, 주민들이 서로 대면적 관계를 가지고 상황을 공유하는 지리적 장소이기 때문이다(Chaskin, 1997; Hardcastle et al., 1997). 그 결과, 동네는 주민 자신의 삶이나 주민 사이의 관계에 직접적으로 영향을 미치고 직접적으로 영향을 받는 장소이다.

인지된 동네무질서와 사회적 유대가 개인의 무력감에 미치는 영향에 관한 연구

□지방정부연구□ 제7권 제2호(2003 여름) : ∼

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□지방정부연구□ 제7권 제2호(2003 여름)

한편, 동네주민들에게 중요한 것은 자신의 삶에 영향을 미치는 요소를 통제하고 자기의 역량을 발휘하는 것이다. 동네 주민이 자신의 삶을 통제하고 자기의 역량을 통제하게 되면 자긍심과 자기 효능감(efficacy)이 생긴다. 그러나 주민들의 이런 욕구가 충족되지 않을 경우에 주민들은 소외를 겪게 되는데, 이런 소외가 일상생활에서 구체적으로 나타나는 것이 주민들이 느끼는 무력감(powerlessness)이다. 이러한 주관적 무력감에 영향을 미치는 요인을 살펴보는 것은 동네 주민의 삶의 질을 향상시키기 위해서 중요하다.

주관적 무력감에 영향을 미치는 요인의 하나로 동네무질서에 대한 인식을 꼽을 수 있다. 동네 주민들이 자신들의 동네가 얼마나 사회통제가 와해되고 위험하다고 인지하는지 여부가 개인의 무력감에 영향을 미칠 수 있다. 그리고 개인이 동네의 사회적·물리적인 무질서를 인식하는 정도나 주관적인 무력감의 정도는 동네 사람들이 이웃과 가지는 사회적 유대의 정도에 의해 영향을 받을 수 있다. 그러나 그 중요성에도 불구하고 동네와 관련된 이런 변수들이 개인의 주관적 무력감에 영향을 미치는지 여부를 살펴본 연구는 거의 찾아보기 힘들다(Geis and Ross, 1998).

이러한 맥락에서 본 연구는 개인의 주관적 무력감을 설명해줄 수 있는 동네관련 요인들을 실증적으로 조사해 보고자 한다. 이러한 영향변수로서 본 연구에서는 동네의 무질서에 대한 인식과 동네수준의 사회적 유대에 우선적인 초점을 두고자 한다. 더불어 개인의 주관적 무력감 및 다른 설명변수들이 객관적인 동네의 환경에 의해 영향을 받을 수 있다는 판단아래, 빈곤한 사람들이 모여 사는 취약동네 여부를 하나의 중요한 환경변수로 고려하여 분석을 실시하고자 한다. 또한 동네 무질서에 대한 인식과 동네수준의 사회적 유대를 설명해 줄 수 있는 영향요인들 및 두 변수 간의 상호관계를 인구사회학적 배경을 포함한 여러 모형을 통해 살펴보고자 한다. 이를 위하여, 본 연구에서는 대전광역시에 위치한 빈곤동네 및 중상층 동네 16군데에서 표본을 추출하여 실증 조사를 실시하였다. 본 연구는 우리나라에서 동네 무질서, 사회적 유대, 빈곤동네의 거주여부가 개인의 무력감에 대해 미치는 영향을 연구하는 최초의 시도로서 앞으로 동네수준에서의 연구의 중요성을 부각시키고, 나아가 주민참여와 권한부여를 위한 동네수준의 전략과 제도를 모색하는 선도적인 연구로서의 역할을 할 수 있을 것이다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 동네연구의 의의

1) 동네의 개념 및 성격

실질적 목적이나 분석적 목적을 위한 단위로서의 동네는 □주거지의 인접성에 기초를 둔 비공식적이고 대면적인 일련의 상호작용이라 할 수 있는 이웃과의 교류에 사람들이 관여하는 거주지 주변의 장소(area)□로 정의될 수 있다(Davies and Herbert, 1993: 1). 그러나 이러한 정의에도 불구하고, 동네를 하나의 단위로서 분명한 경계를 그려내는 보편적인 방식은 존재하지 않는다. 동네와 지역사회(community)에 대한 문헌을 고찰한 후, Chaskin(1997)은 동네의 성격과 관련하여 다음과 같이 네 가지 측면을 지적하고 있다. 우선 동네의 윤곽을 정확하게 그리는 것이 비록 어렵더라도 도시 안에서 서로 구별되는 하부지역(subareas)들이 인식될 뿐만 아니라 식별되어질 수 있다. 그러한 하부지역들은 역사적 과정을 통해 발전되고 정의되어져 왔을 뿐만 아니라 계속해서 개인 및 집단의 인지, 어떤 목표를 달성하기 위하여 경계를 재규정하려는 조직화된 노력에 따라 윤곽이 달라질 수 있는 협상과정의 산물이다. 따라서 어떤 주어진 프로그램이나 이니셔티브를 위해 동네를 정의하려는 노력은 매우 정치적인 과정이 된다.

) 흔히 동네와 지역사회는 비슷한 용어로 쓰이지만 동네의 개념은 공간적인 차원에 제한되어 사용된다는 면에서 공간에 구애받지 않고 비교적 자유롭게 사용되는 지역사회와는 구별된다(Chaskin, 1997: 528-529).

둘째, 동네는 다른 체계들과 연관되어 그들의 영향을 받는 개방된 체계로 간주된다. 개인들은 동시에 이러한 여러 체계들의 구성원이 될 수 있으며, 개별적인 체계와의 연계의 중요성은 상황에 따라 달라지며 변할 수 있다.

셋째, 개인들 사이의 관계를 통한 네트워크는 종종 동네의 범위를 벗어나지만 정보와 사회적 지지가 교환되는 메커니즘으로서 이웃들간의 관계는 여전히 보편적인 것으로 남아있다. 동네에 대한 정체성과 공동체의식의 존재는 거주자들의 집단적 상황을 인식하는 것을 지원하고 집합적 행동을 위한 기초와 동기를 제공한다는 면에서 명백한 가치를 지닌다. 더불어 주거지의 안정성은 이웃들 사이에 개인적인 네트워크를 발전시키는 것을 가능하게 하며, 동네에 대한 소속감과 사회적 참여를 조장시킨다.

넷째, 동네들은 다양한 사람들에 의해 다양하게 경험된다. 보다 큰 규모의 사회와 통합된 사람들(결혼한 사람들, 중년의 사람들, 높은 소득과 교육수준을 갖은 사람들)은 보다 광범위하고 우연적인 동네 네트워크를 가진다. 반면 그렇지 못한 사람들(독신자들, 어린이 및 노인, 낮은 소득과 교육수준을 가진 사람들)은 동네에서 좀더 소규모의 보다 강하고 잦은 관계를 가지는 경향이 있다.

이러한 성격에도 불구하고 동네의 다양한 성격과 차원에 따른 광범위한 동네의 정의의 가능성을 두고 동네에 기초한 프로그램이나 정책개입, 또는 연구를 위해 어떻게 특정지역을 동네로 정의하는가의 문제는 여전히 남아있다. 보다 효과적인 동네의 정의를 위해서는 특정 프로그램이나 연구의 목표, 동네에 대한 이론적인 이해, 그리고 어떤 프로그램이나 개입이 이루어지는 구체적인 맥락에서 주민, 지역사회조직, 정부기관, 그리고 사적부문의 행위자들이 동네의 의미를 어떻게 받아들이고 있는가에 대한 경험적인 이해에 근거하여 스스로 발견해나가는 과정(heuristic process)을 통해 정의되어져야만 할 것이다(Chaskin, 1997).

본 연구에서 분석단위로서의 동네의 의미를 이해하기 위하여 Suttles(1972)가 제시한 도시에 있어서의 동네의 유형을 고려해 볼 수 있다. 그에 따르면 첫째, 가장 작은 규모로서의 동네는 어린이들이 부모의 감시 없이 놀이가 허락되어질 수 있는 크기의 구역(block face)을 의미한다. 두 번째 규모는 □방어적 동네□(defended neighborhood)로 불리는 것으로, 또 다른 지역에 대하여 서로간의 반대나 대조에 의해 정의됨으로써 집단의 정체성을 갖게 되는 최소한의 지역을 의미한다. 세 번째 수준은 □유한책임의 지역사회□(community of limited liability)로서 개인들의 사회적 참여가 선택적이고 자발적인 어떤 지방정부기관의 관할 구역으로 구성된다. 가장 높은 수준의 동네의 규모는 □확장된 유한책임의 지역사회□(extended community of limited liability)로서 도시의 광역적 부분이나 시전체를 포괄하는 것으로 볼 수 있다.

본 연구와 관련하여 동네의 개념을 두 가지 차원으로 나누어 고찰할 필요가 있다. 첫째, 분석대상을 선정하는 기준으로서의 동네개념이다. 일단 본 연구는 동네를 선정할 때 행정동 전체를 선택하기 보다는 특수계층의 사람들이 모여 사는 지리적 경계를 중심으로 동네를 선정하였다. 특히 사회경제학적으로 어려운 처지에 있는 사람들이 모여 산다고 판단되는 동네는 대전발전연구원에서 오랜 기간 사회복지정책을 연구하고 있는 전문가의 의견을 대폭 수용하여 동네를 선정하였다. 더불어 중·상층의 동네는 연구자들과 대전광역시 관계자와의 충분한 논의를 통하여 대표성을 가진 동네들을 구분하여 장소를 선정하였다. Suttles의 동네개념에 비추어 볼 때 이러한 동네선정은 방어적 동네에 가까운 것으로 판단된다.

둘째, 실제 설문에서 사용한 동네의 개념이다. 조사자들은 구체적인 설문문항을 제시하기 전에 동네를 □이웃과 공식적 또는 비공식적으로 교류가 이루어지는 거주지 주변의 장소□로 정의하였다. 이러한 정의와 관련하여 응답자들이 생각하는 동네의 지리적 범위가 달라질 수 있기 때문에 설문의 한 항목으로서 응답자가 생각하는 동네의 개념을 폐쇄형 질문을 통해 알아보고자 하였다. 그 결과 과반수의 응답자가 살고 있는 거주지로부터 걸어서 10~15분까지 이내의 거리로 파악하고 있었고, 15~30분까지의 거리를 포함하면 약 80%에 이르는 것으로 나타났다. 반면 행정동을 동네로 파악하는 사람은 상당히 적은 것으로 나타났다.

2) 동네연구의 의의

우리 사회에서는 사회현상의 분석단위로서 동네수준의 연구를 찾아보기 힘든 실정이다. 이는 중앙집권적인 성향이 강한 우리 사회의 풍토상 동네수준의 거버넌스에 대한 관심이 무척 적기 때문일 것으로 판단된다. 더욱이 세계화와 정보화 시대라는 거시적인 흐름 속에 동네에 대한 중요성은 사실상 감소한다고 보는 경향이 있다. 그러나 정부실패와 시장실패를 경험한 현재 서구 선진국의 지역공동체형성이나 동네재생, 그리고 일본의 마찌쭈꾸리(□□□"□□) 운동에서 보여주듯이 동네를 단위로 시민사회의 역량을 제고하기 위한 많은 실험들이 진행되고 있다.

이렇듯 동네를 통해 사회변화를 도모하려는 노력은 철학적이고 실용적인 근거를 가지고 있다(Chaskin and Garg, 1997; Chaskin, 1998). 첫째, 민주주의에 관한 철학적인 관점에서 보면 자신의 삶에 영향을 미치는 정책에 대해 시민들이 어느 정도 통제력을 갖는 것은 시민의 권리이자 책임이며, 이를 실현하기 위해서는 정책결정과 서비스전달에 있어서 시민의 참여를 실현할 필요가 있다. 이러한 시민참여는 주민들의 일상생활에서의 근접성(immediacy)과 접근가능성 때문에 동네수준에서 가장 유용하게 실천되어질 수 있다.

둘째, 동네에 기초한 프로그램이나 거버넌스가 강조되는 또 다른 이유는 동네가 좀더 실질적인 관리를 위한 적절한 규모를 제공할 수 있다는 실용적인 측면 때문이다. 동네는 제한된 지리적 영역에서 다양한 자원들이 집약적으로 사용됨으로써 시너지 효과를 가져다 줄 수 있는 규모를 제공한다. 또한 동네의 규모에서는 지역사회의 문제해결과 관련하여 대상집단의 상황을 보다 잘 알려주는 정보에 접근하는 것이 가능하며, 대상집단의 환경변화 및 새로운 정책 또는 제도상의 개입의 효과를 평가하기에 용이한 규모를 제공한다. 이러한 맥락에서 최근 많은 선진국에서는 빈곤, 범죄, 실업 등과 같은 지역사회문제를 해결하기 위하여 동네를 단위로 주민의 참여를 조장하고 역량구축을 지원하는 사업들이 실험되고 있다.

셋째, 동네에 초점을 두는 또 다른 실용적인 이유는 과거 개별 사회문제를 해결하기 위한 접근방법이 원자화 또는 범주화(categorical)됨으로써 욕구들 사이의 상호 관계와 개인이나 가족의 구체적인 상황을 고려하지 못했다는 반성에 기초하고 있다. 이에 따라 종합적인 접근과 서비스간의 조정의 필요성이 강조되고, 이를 실행하기 위한 행위의 단위로서 동네와 같은 지역공동체가 강조되고 있다. 즉 동네는 개인과 가족의 욕구 및 처한 상황들이 가장 분명하게 함께 모아지는 장소일 뿐만 아니라 더 많은 시민의 참여와 통제가 가능한 장소로 간주되고 있는 것이다.

한편 분석적 목적을 위해서도 동네는 일상생활의 사회적 관계를 연구하기 위한 유용한 규모를 제공한다(Healey, 1998; Foley and Edwards, 1999). 동네는 이제 더 이상 사회적·공간적으로 통합된 게마인샤프트적인 지역사회로서가 아니라 사람들이 물질적·사회적 자원들에 접근하는 장소로서, 도시생활의 스트레스와 긴장으로부터 □지속적인 회복작업□(ongoing repair)을 위한 장소로서, 이웃과의 꾸미지 않은 일상적인 접촉을 통한 느슨한 유대의 발전과 유지를 위한 장소로서, 그리고 자신들과 다른 사람들에게 거기에 살고 있다는 정체성의 측면을 상징화하는 중요한 생활의 장소로서 유용한 초점을 제공한다(Healey, 1998; Forrest and Kerns, 2001).

2. 무력감, 동네무질서, 사회적 유대 및 취약(빈곤)동네에 관한 이론적 고찰

1) 무력감

무력감은 문자 그대로 힘(power)이 없는 상태를 가리킨다. 주관적으로 느끼는 무력감은 개인의 외부에 있는 힘이 상황의 결과를 결정한다고 보는, 학습되면서 일반화된 기대(learned, ge-neralized expectation)를 말한다. 즉 무력감을 가진 개인은 바라는 목표를 달성하는데 무력하다고 믿는다(Geis and Ross, 1998: 233).

개인적 차원에서 자주 논의되는 무력감으로 꼽을 수 있는 것이 학습된 무기력(learned helplessness)이다. 학습된 무기력 이론은 무력감의 심리적 측면을 명료하게 설명하고 또한 개인과 사회적 환경 사이의 상호작용에 초점을 두기 때문에 각광을 받고 있다. 학습된 무기력이란 해를 끼치는 위험에 대해 개인이 수동적으로 반응하는 행동유형을 가리킨다. 인간의 경우, 자기가 통제할 수 없는 자극에 예전에 노출된 사람들은 새로운 과제를 시도하려고 할 때 학습 결핍을 보여주게 된다. 이것은 새로운 과제가 통제할 수 없었던 원래 과제와 아주 다를 경우에도 그렇다. 그러므로 학습된 무기력은 이것이 원래 나타났던 상황을 넘어서도 일반화되는 특성이 나타난다. 이에 따라서 학습된 무기력을 겪는 사람은 어떤 것도 할 수 없다고 믿게 되고, 효과적으로 도움을 주는 방법이 없다고 믿게 된다(Barber, 1986; Barker, 1995).

일부 학자들은 지역사회 수준에 초점을 두면서 무력감을 논의한다. Freire([1968] 1973)는 지역사회 수준에서 무력감을 정의하는 학자이다. Freire에 의하면, 지역사회 무력감이란 개인이 주체적 역할을 수행하는 것이 아니라, 반대로 개인이 객체적 역할을 수행하는 정신 상태를 가리킨다. 여기서 객체적 역할이란 환경으로부터 임의로 오는 충동의 통제를 받는 것을 말하고, 주체적 역할이란 개인 생활과 지역사회에 영향을 주는 요인에 개인이 영향을 크게 미치는 것을 말한다. 또한, 억압받는 지역사회를 연구한 대표적 학자인 Solomon(Payne(1997: 276)에서 재인용)에 따르면, 개인이나 사회집단에서 생기는 무력감이란 가치 있는 사회적 역할을 효과적으로 수행할 경우에 개인적으로 만족을 주는 방식으로 감정, 기술, 지식, 물질적 자원을 관리할 수 없는 상태를 가리킨다.

한편, 무력감의 반대가 능력부여(empowerment)라고 볼 수 있다. 따라서 무력감을 능력부여의 측면에서 정의하고 이해할 수 있다. 아주 일반적으로 볼 경우, 능력부여는 개인이 생활 여건을 개선하기 위해서 개인적·사회적·정치적 힘을 이해할 수 있는 능력과 이런 힘을 통제할 수 있는 능력을 가리킨다고 Braithwaite(2000)는 주장한다. 그러므로 무력감은 개인이 생활 여건을 개선하기 위해서 개인적·사회적·정치적 힘을 이해할 수 있는 능력과 이런 힘을 통제할 수 있는 능력이 없는 상태라고 볼 수 있다.

주관적 무력감은 외부 조건과 정서적·행동적 반응 사이를 심리적으로 연결하는 교량의 역할을 한다(Geis and Ross, 1998). 자신을 무력하게 만드는 객관적인 조건들과 통제의 부재를 계속적으로 경험함으로써 개인들은 자신의 행위가 바람직한 결과를 만들어낼 수 없다는 것을 학습한다. 따라서 외부세계의 통제에 대한 믿음, 즉 주관적 무력감은 그것을 발생시키는 사회적 조건들과 그러한 믿음에서 결과하는 우울, 걱정, 질병과 같은 결과와는 개념적으로 구분되는 것이다.

2) 동네무질서

(1) 동네무질서의 개념과 유형

Ross & Mirowsky(1999)에 따르면, 동네무질서의 중요성에 대한 인식에도 불구하고 그러한 개념을 체계적으로 정의하고 측정하려는 노력은 거의 없었다. 인지된 동네무질서는 지역사회에서 질서가 부족하고 사회통제가 부족하다고 주관적으로 생각하는 것을 가리킨다. 여기서 질서란 평안, 안전, 법을 준수하는 상태를 가리키고, 통제란 이런 질서를 유지하는 행위를 가리킨다. 그러므로 주관적 동네무질서를 통해서 지역사회에서 질서와 사회통제가 와해됨을 알 수 있다.

동네무질서는 물리적 무질서와 사회적 무질서로 구분할 수 있다(Ross and Mirowsky, 1999). 사회적 무질서는 사람들과 관련된 사회적 통제의 부족을 나타내는 징표들을 말한다. 이웃사이의 싸움이나 갈등, 길거리에서 할일 없이 배회하거나 공공장소에서 술을 마시는 것, 길거리에서 구걸하거나, 위협감을 조성하는 사람들의 존재가 사회적 무질서를 나타내는 징표들이다. 물리적 무질서는 동네의 물리적인 외향(appearance)을 말한다. 물리적 무질서 정도가 큰 지역은 시끄럽고, 불결하며, 낡았고, 많은 건물들이 수리되지 않았거나 방치되어 있고, 기물이 자주 파괴되며 낙서가 널려있다. 이러한 사회적·물리적 무질서의 수준은 높은 질서와 높은 무질서를 양극으로 하는 동일한 연속선상의 차이로서 나타낼 수 있다(Ross and Mirowsky, 1999; Geis et al., 1998).

무질서는 한 개인이 살고 있는 동네의 특징이다. 주관적 무질서는 이러한 무질서의 외향적 특징과 관련하여 주민들이 한 장소를 묘사하는 것이다. 같은 동네에 사는 두 사람이 동네를 다르게 묘사할 수도 있다. 하지만 두 사람 모두 하나의 객관적인 장소를 묘사하기 때문에 두 사람의 판단 사이에는 높은 상관관계가 있게 된다. 일반적으로 학자들이 중립적으로 수행하는 동네의 무질서에 대한 조사와 주민들의 주관적인 무질서에 대한 응답 사이에는 보통 이상의 높은 상관관계를 보여주고 있다(Perkins and Taylor, 1996; Geis et al.. 1998).

(2) 동네무질서와 무력감

동네에서 무질서한 상태로 사는지 여부는 주관적 무력감과 크게 관련된다. 질서가 있는 동네는 사회통제가 효과적으로 되고 있음을 의미한다. 이런 동네의 주민들은 거리가 깨끗하고 조용하고, 기물 파손과 낙서가 없거나 거의 없고, 자산이 관리되고, 사람들이 안전하다고 느낀다. 반면, 무질서한 동네에서는 사회통제가 효과적으로 되지 않고, 주민들은 통제할 수 없는 부정적 강화(uncontrollable, negative reinforcements)를 계속해서 겪어야 한다(Ross et al., 2001; Geis et al., 1998). 통제할 수 없는 부정적 강화의 예로 소음, 기물파괴, 범죄, 쓰레기, 싸움, 위험 등이 있다.

바람직하지 않고 통제할 수 없는 여건이나 사건을 계속 경험하면서 사람들은 자신들이 중요한 생활 결과를 통제하는데 무력하다는 점을 학습하게 된다. 즉 이런 환경 속에 있는 사람들은 대부분 사람들이 바라는 것을 달성할 수 없다는 것을 배우게 된다. 그 결과로서 주민들은 무력감을 느끼게 된다(Geis et al., 1998).

3) 사회적 유대

(1) 사회적 유대

효율적인 교통과 통신수단의 발달로 지리적으로 멀리 떨어져 있는 사람들과도 관계를 맺는 것이 흔한 일이 되었다. 따라서 지역사회를 공간과 관계없이 취급하자는 주장도 대두되고 있고, 개인적 네트워크에 중요한 요소가 되기 위해 아는 사람, 친구, 친지가 가까이 거주할 필요는 없다는 점이 강조되기도 한다. 따라서 과거와는 달리 동네의 중요성이 상대적으로 약화되는 것처럼 보인다. 그러나 인간은 공간 없는 영역에서 살고 있는 것이 아니다. 여전히 정서적인 투자뿐만 아니라 재정적·교육적인 투자가 이루어지는 장소가 동네이며, 또한 아동·노인·여성과 같이 노동인구 밖에 있는 사람들은 교류유형에 있어 동네와 같은 지역적인 연계에 보다 많이 의존하고 있다(Guest, 2000; Forest and Kerns, 2001). 그러므로 Campbell & Lee(1992: 1078)의 경우, 현대의 지역사회에 경계가 없다는 측면을 인정하면서도, 개인적 네트워크에서 중요한 요소가 이웃 사람들과의 사회적 유대라고 본다. 사회적 유대(social ties)는 한 개인이 자신의 동네에 □깊이 뿌리박고 있는 것□(embededness)의 특징들이다(Ross and Jang, 2000: 403-404). 사회적 유대는 이웃과의 비공식적인 통합(유대)과 동네조직에 대한 공식적인 참여로 구별될 수 있다(Kasarda and Janowitz, 1974; Sampson and Groves, 1989).

이웃과의 비공식적 유대는 이웃을 방문하고, 대화를 나누며, 이웃들 사이에 도구를 빌려준다거나 집을 대신 봐주는 것 등을 포함한다. 이것은 이웃들과의 비공식적인 상호작용, 연계 그리고 연합의 측면을 보여주는 것이다. 동네조직에 대한 공식적 참여는 사람들이 동네발전을 위한 주민조직, 학부모회 부녀회 등에 참여하는 정도를 나타낸다.

이웃과의 사회적 유대는 최근 사회과학계의 새로운 화두로 대두되고 있는 사회자본의 중요한 차원을 구성하고 있는 요소이기도 하다(Australian Bureau of Statistics, 2002; Forrest and Kerns, 2001; Narayan and Michael, 2001). 사회자본과 관련하여 이웃과의 비공식적 유대는 지역민의 상호부조(local reciprocity)의 측면을 다루는 것이라고 한다면, 동네조직에 대한 참여는 시민참여(civic engagement)의 측면을 보여주는 것이다.

(2) 사회적 유대와 무력감, 그리고 동네무질서

동네 수준에서의 사회적 유대는 개인의 인지된 무력감을 감소시키고, 부분적으로는 무질서의 부정적인 영향을 매개할 수 있다. 이웃들이 서로 방문하고, 대화를 나누며, 서로를 돕는 비공식적 사회적 유대의 존재와 동네조직에 대한 참여를 통하여 주민들은 상호간에 자신들의 동네에서 생기는 문제들로부터 보호를 제공할 수 있으며, 따라서 무력감을 줄일 수 있다. 따라서 서로 사회적 유대를 맺는 이웃사람들은 주관적 무력감이 더 낮다(Geis et al., 1998).

무질서가 특징인 동네에 살고 있다고 생각하는 사람들은 자신의 이웃과 사회적 유대를 꺼려할 수 있다. 동네무질서에 대한 인식은 동네에서 사회적 통제가 제대로 이루어지지 않고 있다는 인식을 나타낸다. 이러한 사회적 통제의 부재 속에서 이웃들은 서로에게 피해를 줄 수 있는 근원이라고 생각할 수 있다. 따라서 무질서로 특징지어지는 동네의 주민들은 이웃과 잡담을 나누며, 서로를 방문하거나 물건을 빌리거나 할 가능성이 적을 수 있다. 더불어 동네발전을 위하거나 지역사회 서비스조직과 같은 동네조직에 참여할 가능성도 크지 않다.

실제로 미국에서 조사한 바에 따르면, 동네의 무질서는 사회적 유대의 와해와 관련이 있었다. 즉 자기 동네에 무질서 정도가 높다고 보는 사람들은 동네사람과 비공식적으로 교류하는 정도가 더 낮았고, 동네조직에 공식적으로 참여하는 정도도 상대적으로 낮았다(Geis et al., 1998; Ross and Jang, 2000).

그러나 개인은 단순히 지역사회구조에 의해서 지배되는 수동적인 존재만은 아니다. 그들은 스스로 자신의 삶을 적극적으로 개척해나갈 수 있는 존재이기도 하다. 스스로 무질서하다고 평가한 동네에 살고 있는 사람들도 다른 사람들과의 유대를 형성하고 유지해 나갈 수 있다. 만약 이러한 유대가 형성되어 있다면 동네무질서가 주관적 무력감에 미치는 부정적 영향을 완화하는 매개적인 역할을 하게 될 것이다(Ross and Jang, 2000).

4) 동네취약

동네의 특징 중에서 가장 자주 고려되는 요인이 동네취약(neighborhood disadvantage)이다. 취약하다는 것은 성공에 불리한 조건이나 상황을 말한다(Ross and Mirowsky, 2001: 258). 사회적으로 불리한 개인들이 지리적으로 일정한 지역에 집중되는 정도에 따라 취약은 동네의 특징이 된다. 취약동네는 만연된 빈곤과 높은 비율의 여성가장 가구 등과 같은 특징으로 나타난다. 일반적으로 동네가 취약한 정도를 측정하기 위해서는 빈곤선 아래에 있는 비율, 여성 가장 가구의 비율, 남성 실업률, 공공부조를 받고 있는 가족의 비율을 사용한다(Latkin and Curry, 2003). 이중에서 가장 많이 사용하는 것이 빈곤선 아래에 있는 주민의 비율이다. 본 연구에서는 취약동네를 빈곤과 연관시켜 파악해보고, 이러한 빈곤동네의 여부가 주관적 무력감, 동네무질서 및 이웃과의 비공식적 유대와 동네참여에 어떤 영향을 미치는가를 살펴보고자 한다.

) 이러한 취약동네의 특성을 변수로서 사용하기 위해서는 일반적으로 특정의 경계 안에 있는 동네에 대한 객관적인 자료를 필요로 한다. 예를 들어 미국의 경우 동네취약변수를 다루기 위하여 센서스 트랙별 빈곤선 아래에 있는 주민비율에 관한 자료를 사용하는 것이 일반적이다. 그러나 우리나라의 경우 행정동 단위까지는 어느 정도 객관적인 자료를 구할 수는 있으나 행정동의 하부지역으로 동네를 선택하는 경우 표본동네에 대한 객관적인 자료를 확보하기 어려운 문제점이 있다. 대다수 선진국의 기초자치단체보다 평균인구와 평균면적에서 큰 우리나라 행정동의 경우 그 안에 이질적인 지역사회가 다수 존재할 수 있어 동네연구의 단위로는 적합하지 않다고 판단된다. 따라서 본 연구에서는 행정동보다 작은 규모의 동네에 초점을 맞춤으로써 객관적인 동네에 대한 자료에 의존하기 보다는 응답자의 응답결과(기초생활보호대상자의 비율)에 기초하여 취약동네를 구분하고 연구를 수행하였다.

동네취약은 개인의 심리적인 자원을 저해할 수 있다. Wilson(1996)은 지역사회에 장기적으로 집중된 실업은 그 지역사회의 주민들의 자기효능감을 저해한다고 주장하고 있다. 지속되는 고용은 일상생활에 필요한 공간적·시간적인 중심(anchor)을 제공해주는 반면, 실업을 통해 직업의 과정과 연관된 의례화된 행동들이 없다는 것은 개인들로 하여금 자신의 활동에 대한 통제감을 갖지 못하도록 한다. 몇몇 연구는 집중된 동네취약은 개인의 사회경제적 지위를 넘어서 낮은 인지된 효능감과 관계가 있다는 Wilson의 가설을 지지하고 있다(Sampson et al, 1997; Boardman and Robert, 2000). 한편, 취약한 동네는 비공식적 사회통제가 적고 공공서비스가 부족하다. 더불어 취약한 동네에 사는 사람들은 주류 사회로부터 고립되었다고 느낄 수 있으며, 결국 취약한 동네에 거주하는 주민들은 질서 있는 행동을 꺼리게 된다. 결과적으로 취약한 동네에 나타나는 것이 무질서이다.

5) 연구 가설

이상의 논의에 근거해 본 연구의 가설을 세워보면 다음과 같다.

첫째, 동네무질서, 사회적 유대, 취약(빈곤)동네 여부는 주관적 무력감에 영향을 미칠 것이다.

둘째, 사회적 유대는 동네무질서의 영향력을 어느 정도 매개할 것이다.

셋째, 취약(빈곤)동네의 여부는 동네무질서 및 사회적 유대에 영향을 미칠 것이다.

넷째, 동네무질서는 사회적 유대에 영향을 미칠 것이다.

Ⅲ. 실증분석

1. 조사설계

1) 조사대상 및 자료수집방법

본 연구에서는 대전광역시에 소재하고 있는 빈곤 동네 6군데와 중·상충 지역민이 살고 있는 동네 10군데를 포함하여 16곳에 살고 있는 가구를 대상으로 설문지를 통한 실증조사를 수행하였다. 동네의 선정을 위해서는 동네의 분포에 대해 자세히 알고 있는 대전광역시 산하 대전발전연구원 전문가와의 논의를 거쳐 대전광역시 전체에 걸쳐 빈곤지역과 중·상층 지역을 확인하고 그 중 일부를 선택하는 단계를 거쳤다. 특히 빈곤지역과 중상층지역은 주거형태에 초점을 두어 아파트지역과 단독주택지역이 고르게 포함되도록 지역을 배합하였다.

선정된 동네에 대해서는 일정한 지리적 경계를 그리고, 그 안에서 무작위 방문을 통하여 설문응답대상을 추출하는 것을 원칙으로 하였다. 특히 조사과정에서 빈곤지역의 설문 배포와 수거와 관련하여 대전광역시 사회복지전문요원들의 도움을 얻음으로써 설문결과의 신뢰성을 높이고자 노력하였다. 또한 표본의 대표성을 높이기 위한 한 방법으로 각 가구에서 가장 최근에 생일을 맞은 18세 이상 성인이 응답하도록 하였다. 설문의 배부와 수집은 2003년 5월 23일부터 5월 30일까지 이루어졌다.

) 이러한 무작위성을 확보하려는 노력에도 불구하고 설문 응답자의 구성비율을 보면 그러한 노력이 성공적이지 못했음을 간접적으로 시사하고 있다. 실제 조사대상자의 일반적 배경을 보게 되면 여성의 비율이 64.4%, 직업과 관련하여 가정주부의 비율이 39.4%로 나타나 상대적으로 표본에 과다 포함되었을 가능성이 높은 것으로 나타났다.

실제 각 동네마다 60부씩의 설문이 배당되었으나 회수된 총 설문지는 853부로 확인되었다. 이 중 불성실하게 응답하였다고 판단되는 설문지 28부를 일차적으로 제거하였으며, 본 연구의 초점이 되는 여러 분석모형의 일관성 있는 비교를 위하여 일정한 변수들에 응답하지 않은 설문지를 일괄적으로 제거함으로써 794부의 설문지를 최종 자료로서 사용하였다. 전반적으로 소득수준이 낮은 지역의 회수율이 낮고, 불성실 응답률이 높은 것으로 나타났다.

2) 조사도구

무력감은 Ross & Mirowsky(2001: 588)가 개발한 □개인통제감 대 무력감□ 척도를 사용하였다. 이 척도는 ① 좋은 것에 대한 통제, ② 나쁜 것에 대한 통제, ③ 좋은 것에 대한 무력, ④ 나쁜 것에 대한 무력으로 구성되어 있다. 본 연구에서 사용한 주관적 무력감은 이러한 4가지 요인과 관련된 8가지 항목을 5점 리커트 척도로 측정하고 평균을 구하여 사용하였다. 무력감의 Cronbach □값은 0.6595이었다.

동네 무질서는 Ross & Mirowsky(1999: 417)가 개발한 동네 무질서 척도를 약간 변경하여 사용하였다. 이 척도는 ① 물리적 무질서, ② 물리적 질서, ③ 사회적 무질서, ④ 사회적 질서로 구성되어 있다. 본 연구에서는 역코딩을 통해 ①과 ②를 물리적 무질서로 합쳤고, ③과 ④를 사회적 무질서로 합쳤다. 물리적 무질서의 경우, 일곱 가지 항목을 5점 리커트 척도로 구성하여 측정하였다. 물리적 무질서의 Cronbach □값은 0.8074이었다. 그리고 사회적 무질서의 경우, 다섯 가지 항목을 5점 리커트 척도로 구성하여 측정하였다. 사회적 무질서의 Cronbach □값은 0.7916이었다. 본 연구에서 동네무질서는 전체항목의 평균값을 사용하였으며 Cronbach □값은 0.8755로 나타났다.

앞에서 언급한 바와 같이, 본 연구에서는 사회적 유대를 이웃과의 비공식적 유대와 동네조직 참여의 두 부분으로 구분하였다. 이웃과의 비공식적 유대는 이웃과의 사회적 관계를 나타내는 네 가지 항목을 5점 리커트 척도로 구성하여 측정하였다. 사회적 유대의 측정은 이 네 항목의 평균값을 사용하였다. 사회적 유대의 Cronbach □값은 0.8384이었다. 그리고 공식적 참여는 동네조직에 공식적으로 참여하는 것과 관련된 네 가지 항목을 사용하였다. 척도는 동네조직에 참가여부와 참여정도를 묶어 5점 척도로 측정하고, 동네조직의 책임 있는 일을 맡아본 경험의 유무와 참여정도를 묶어 역시 5점 척도로 측정하였다. 동네조직 참여의 측정은 재구성된 두 가지 점수의 평균값을 사용하였다. 동네조직 참여의 Cronbach □값은 0.7051로 나타났다.

빈곤(취약)동네와 관련해서는 각 동네에 대한 객관적인 취약관련 자료를 확보할 수 없었기 때문에 설문응답자의 응답결과 중 기초생활보호 대상자(국민기초생활보장 수급자)의 비율에 기초하여 적어도 20%이상이 되는 동네를 빈곤동네로 정하고 가변수(假變數, dummy variable)로 처리하였다. 결과적으로 조사대상을 선정하는 과정에서 가장 극빈자들이 모여 사는 동네로 인식됐던 여섯 동네가 빈곤동네로 선정되었으며, 이들 여섯 동네는 평균 소득에 있어 가장 낮은 동네들로 파악되었다.

본 연구에서 사용한 조사도구는 <표 1>에 정리되어 있다.

<표 1> 조사도구의 구성

측정요인		측 정 항 목	신뢰도
인구사회학적 배경		성별, 연령, 학업기간, 가구수입, 주거형태, 주거시설 소유여부, 주거기간
무력감		·내 자신의 성공에 대해 내게 책임이 있다. ·내가 진정으로 마음을 정한 것이라면, 나는 어떤 일이라도 할 수 있다. ·나의 불행은 내가 저지른 실수 때문에 생긴 것이다. ·내 자신의 실패에 대해 내게 책임이 있다. ·나에게 일어나는 진짜 좋은 일들은 대부분 운이 좋아서 생긴 것이다. ·많은 일을 계획할 필요가 없다. ·대부분의 내가 가진 문제는 나쁜 운 때문에 생긴다. ·내게 일어난 나쁜 일들에 대해, 나는 거의 통제력을 가지지 못한다.	0.6595
동네 무질서	물리적 무질서	·우리 동네에는 (보도, 벽 공중시설 등에) 낙서가 많다. ·우리 동네는 시끄럽고 소음이 많다. ·우리 동네에는 기물이 자주 파손된다. ·우리 동네에는 버려진 건물이나 공간이 많다. ·우리 동네에는 건물 소유주나 토지 소유주가 함께 살지 않는 경우가 많다. ·우리 동네는 깨끗하다. ·우리 동네사람들은 자신의 집과 아파트를 잘 정리정돈하고 있다.	0.8074	0.8755
	사회적 무질서	·우리 집 근처에 있는 거리에는 너무 많은 사람들이 할 일 없이 어슬렁거린다. ·우리 동네에는 범죄가 많다. ·우리 동네사람들은 술을 너무 많이 마시는 경향이 있다. ·나는 항상 이웃들과 문제가 있다. ·우리 동네는 안전하다.	0.7916
비공식적 유대		·이웃사람을 비공식적으로 방문하였다. ·이웃사람들과 잡담을 나누었다. ·이웃사람들과 간단한 것(예: 설탕, 연장)을 빌리거나 빌려주었다. ·이웃사람들을 도와주거나 도움을 받았다(예: 차수리, 집수리, 매일 하는 허드렛일)	0.8409
동네조직 참여		·동네조직(예: 학부모조직, 주민회, 반상회, 부녀회 등)의 참여유무 ·동네조직의 참여정도 ·동네조직의 책임 있는 일(예: 부녀회 간부, 주민대표 등)을 맡아본 경험의 여부 ·동네조직의 책임 있는 일을 수행한 정도	0.7051
빈곤동네		빈곤동네 여부(빈곤동네=1)

3) 분석방법

최종적으로 선택된 자료는 SAS 통계 패키지를 이용하여 통계 처리하였다. 본 연구에서는 무력감에 영향을 미치는 요인과 동네무질서와 사회적 유대에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해서 다수준 분석모형 중의 하나인 □위계적 선형모형□(hierarchical linear model)을 사용하였다(Snijder and Bosker, 2002; Kreft and Leeuw, 2000). 보다 구체적으로 위계적 선형모형 중 □무작위 절편모형□(random intercept model)을 기본모형으로 설정하고 분석을 수행하였다. 실제 모형의 측정을 위해서는 SAS 패키지의 PROC MIXED방법을 사용하였다. 본 연구에서는 최소 유의수준을 10%로 정하고 분석을 수행하였다.

) 다수준 분석모형들은 위계적으로 구조화된 자료(hierarchically structured data)를 분석하기 위하여 사용되는 모형들이다. 위계적으로 구조화된 자료란 집단이 먼저 선정되고 그 집단에 속하는 개인을 다시 선정하는 방식으로 표본이 구성되는 자료를 말한다. 이렇게 수집된 개인에 관한 자료는 상위단계인 각 집단사이에는 독립성이 유지되지만, 하위단계인 동일 집단에 속한 개인들 사이에는 독립성이 유지되지 않으며, 각 집단의 고유한 영향을 공유한다. 따라서 이러한 위계적 자료에 대하여 각 자료들이 독립적이라고 가정하는 통상적인 통계모형(예: 다중회귀분석)과 같은 분석기법을 적용한다면 연구결과는 타당성을 잃게 된다(Kreft and Leeuw, 2000; Snijders and Bosker, 2002; 강상진, 1995). 일반적으로 위계상의 최하위 수준을 □미시적 수준□(micro-level)이라고 하고 상위수준을 □거시적 수준□(macro-level)이라고 한다. 거시수준은 종종 집단, 또는 좀더 공식적으로는 환경(contexts)으로 불리기도 한다. 다수준 자료를 분석하는 최선의 방법은 하나의 분석 안에서 집단내(集團內)뿐만 아니라 집단간(集團間) 관계를 고려하기 위하여 집단내에서의 설명되어지지 않은 변이(variation)와 집단간의 설명되어지지 않은 변이를 무작위적인 것으로 간주하는 것이다. 서로 다른 동네에 살고 있는 주민들의 예를 들면 주민들 사이의 설명되어지지 않은 변이뿐만 아니라 동네들 사이의 설명되어지지 않은 변이까지도 무작위적 변이성(random variability)을 갖는 것으로 간주하는 것이다. 이러한 구조는 무작위적 계수(random coefficients)를 가진 통계모형으로 표현될 수 있으며, 위계적 선형 모형은 이러한 무작위적 계수 모형의 대표적인 예이다.

위계적 선형 모형이 기존의 다중회귀분석과 다른 점은 위계적 선형모형을 정의하는 등식에는 둘 이상의 오차항(잔차)를 포함하고 있다는 것이다. 즉 위계적 선형모형은 각각의 수준에 대하여 별도의 오차항을 가지게 된다. 이러한 오차항에 대한 분산의 검정을 통하여 무작위적 효과(변이성)를 파악하게 된다. 하지만 위계적 선형모형도 다른 회귀분석에서와 마찬가지로 종속변수와 독립변수의 구분을 통해 어떻게 종속변수가 독립변수에 의해 설명되는지를 알아보기 위한 모형이라는 점에서는 동일하다. 위계적 선형모형은 최하위 수준에서 일어나는 어떤 것을 설명하기 위한 모형이다. 따라서 종속변수는 항상 최하위수준의 변수일 필요가 있다.

) 무작위 절편모형은 위계적 선형모형의 가장 단순한 형태의 모형으로서 오직 절편만이 무작위적인 것으로 간주하는 것이다. 하지만 좀더 일반적인 경우에는 기울기까지도 무작위적인 것으로 취급하기도 한다(보다 구체적인 설명은 Snijders and Bosker(2002: 38-84)와 Kreft and Leeuw(2000: 39-53) 참조). 이처럼 무작위 절편모형의 경우 집단내 모형의 특징은 절편계수만이 무작위적인 효과(random effects)를 갖고 나머지의 회귀계수는 고정효과(fixed effects)를 갖게 된다. 따라서 집단내 모형의 고정효과 회귀계수 추정치의 해석은 기존의 다중회귀분석의 해석방법과 같다. 한편 무작위 절편모형에서 집단간 모형의 회귀계수는 모두 고정효과를 가지게 되므로 집단간 모형은 기존의 다중회귀계수모형과 동일한 것이 된다. 본 연구에서는 무작위 절편모형만으로도 연구의 목적을 달성할 수 있다는 판단아래 기본모형으로 사용하였다.

) 실제 위계적 선형모형분석을 수행하기 위해 사용되는 통계패키지에는 HLM, MLn과 같은 전문적인 소프트웨어가 있다. 하지만 가장 널리 사용되는 통계패키지 중의 하나인 SAS를 이용할 경우 PROC MIXED 명령을 통해 위계적 선형모형 분석을 실시할 수 있다. 그러한 procedure를 사용하는 사양이나 방법, 그리고 결과에 대한 해석의 예는 Singer(1998)의 논문에 잘 제시되어 있다.

2. 실증조사결과

1) 조사대상자의 일반적 특성

조사대상자의 일반적 특성을 살펴보면 <표 2>와 같다. 우선 성별과 관련해서는 남성 36.6%, 여성 64.4%인 것으로 나타났다. 연령은 □30세 이하□가 15.4%, □31세 이상 40세 이하□가 34.0%, □41세 이상 50세 이하□가 34.8%, □51세 이상60세 이하□가 11.5%, □61세 이상□이 4.4%인 것으로 나타났다. 종교는 □없음□에 응답한 경우가 36.6%로 가장 높게 나타났으며, 불교 25.7%, 개신교 18.3%, 천주교 14.5%의 순으로 나타났다. 학업기간과 관련해서는 □6년 이하□가 6.2%, □7년 이상 9년 이하□가 11.6%, □10년 이상 12년 이하□가 39.2%, □13년 이상 16년 이하□가 35.4%, 그리고 □17년 이상□이 7.7%인 것으로 나타났다. 주거형태별로는 단독주택이 전체의 25.8%, 아파트 60.4%, 연립주택/다가구주택 9.6%, 상가주택 3.5%로 나타났다. 주택소유여부와 관련해서는 자택인 경우가 57.5%, 임대인 경우가 41.3%인 것으로 나타났다. 직업은 가정주부가 전체의 39.4%로 가장 높은 비율을 차지하고 있으며, 자영업을 비롯한 다양한 직업분포를 보여주고 있다. 가구의 한달수입과 관련해서는 □100만원 미만□이 19.7%, □100만원 이상 200만원 미만□이 32.0%, □200만원 이상 300만원 미만'이 19.7%, □300만원 이상 500만원 미만□이 20.8%, 그리고 □500만원 이상 1000만원 미만□이 6.2%, □1000만원 이상□은 1.8%인 것으로 나타났다. 주거기간은 □6개월 미만□이 3.4%, □6개월 이상 1년 미만□ 5.4%, □1년 이상 3년 미만□ 20.1%, □3년 이상 5년 미만□ 16.2%, □5년 이상 20년 미만□ 29.6%, □10년 이상 20년 미만□ 18.7%, □20년 이상□이 6.2%인 것으로 나타났다.

<표 2> 조사대상자의 일반적 특성

특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)	특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)
성별 (N=794)	남 성	283	35.64	직업 (N=792)	자 영 업	115	14.52
	여 성	511	64.36		서비스·판매직	62	7.83
연령 (N=794)	30세 이하	122	15.37		일 반 직 업 직	51	6.44
	31세 이상~40세 이하	270	34.01		사무·기술직	79	9.97
	41세 이상~50세 이하	276	34.76		경영·관리직	11	1.39
	51세 이상~60세 이하	91	11.46		전문·자유직	31	3.91
	61세 이상	35	4.41		농·어·수산업	2	0.25
종교 (N=789)	없 음	289	36.63		가 정 주 부	312	39.39
	개 신 교	144	18.25		학 생	41	5.18
	천 주 교	114	14.45		은퇴자·퇴직자	13	1.64
	불 교	203	25.73		무 직	47	5.93
	기 타	39	4.94		기 타	28	3.54
학업 기간 (N=794)	6년 이하	49	6.17	한달 수입 평균 (N=794)	100만원 미만	156	19.65
	7년 이상~9년 이하	92	11.59		100만원 이상~200만원 미만	254	31.99
	10년 이상~12년 이하	311	39.17		200만원 이상~300만원 미만	156	19.65
	13년 이상~16년 이하	281	35.39		300만원 이상~500만원 미만	165	20.78
	17년 이상	61	7.68		500만원 이상~1000만원 미만	49	6.17
주거 형태 (N=792)	단 독 주 택	204	25.76		1000만원 이상	14	1.76
	아 파 트	478	60.35	주거 기간 (N=791)	6개월 미만	30	3.79
	연립주택 / 다가구주택	76	9.60		6개월 이상~1년 미만	43	5.44
	상 가 주 택	28	3.54		1년 이상~3년 미만	159	20.10
	기 타	6	0.76		3년 이상~5년 미만	128	16.18
주택 소유 여부 (N=791)	자 택	455	57.52		5년 이상~10년 미만	234	29.58
	임대(전세, 월세)	327	41.34		10년 이상~20년 미만	148	18.71
	기 타	9	1.14		20년 이상	49	6.20

2) 개인의 무력감의 영향요인에 관한 회귀분석결과

무력감의 결정요인들이 <표 3>에 제시되어 있다. 첫 번째 모형에서는 인구사회학적 변수들만을 가지고 무력감의 결정요인을 살펴보았다. <표 3>에 제시된 바와 같이 성별, 교육기간, 소득의 경우 회귀계수가 부(-)로 나타난 것으로 보아 남성인 경우, 교육기간이 길수록, 소득수준이 높을수록 무력감은 낮은 것을 알 수 있다. 반면 연령의 경우 회귀계수가 정(+)으로 나와 나이가 많을수록 무력감이 높아지는 것을 시사하고 있다. 이러한 영향력의 방향은 대체적으로 우리가 예측하는 것과 일치하는 것이다. 하지만 통계적으로 유의미한 관계를 보여주는 변수는 교육기간으로서 다른 변수들은 유의미한 관계를 보여주지 못하고 있다.

(모형 2)는 인구사회학적 변수들과 더불어 동네변수로서 빈곤동네여부 및 인지된 동네무질서 변수를 포함시켜 위계적 선형분석을 실시한 결과이다. 연구결과에서 보여주듯이 인구사회학적 변수로서 교육이 무력감에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났고, 동네관련 변수로서 동네무질서가 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편, 빈곤동네와 관련된 회귀계수가 통계적으로 유의미하게 나타나지 않은 것을 볼 때, 다른 개인수준의 변수들을 고려한다면 빈곤동네라는 이유만으로 그 동네사람들의 주관적 무력감이 높다고 말할 수 없음을 알 수 있다. 반면, 동네의 무질서에 대한 인식은 주관적 무력감에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 한 개인의 동네의 무질서에 대한 인식이 그 개인의 무력감에 끼치는 영향은 단순히 한 개인의 사회경제학적 지위나 가난한 동네에 살고 있다는 사실의 반영이 아님을 보여주고 있다. 즉 교육, 소득과 같은 개인의 배경변수를 통제하고 난 이후에도 통계적으로 매우 유의미한 변수임을 고려할 때, 동네무질서에 대한 인식은 인구사회학적 변수와는 독립적으로 주관적 무력감에 영향을 미친다고 볼 수 있다.

) <표 3>에는 포함되지 않았지만 개인의 무력감의 설명변수로서 동네의 빈곤여부만을 포함시킨 위계적 선형모형의 결과를 통해 볼 때, 빈곤한 동네는 동네 평균 무력감을 어느 정도 설명해주는 것으로 나타났다. 즉 다른 변수들을 고려하지 않았을 때, 빈곤동네에 사는 주민들이 그렇지 않은 주민들보다 높은 수준의 무력감을 보여주었다. 하지만 개인의 인구사회학적 변수들을 포함시켰을 때, 이러한 빈곤한 동네의 영향은 통계적으로 유의미하지 않게 나타났다. 이는 동네의 빈곤여부가 아닌 개인의 인구사회학적 요인들에 의해 동네의 평균 무력감의 차이가 설명되었음을 의미한다.

(모형 3)

<표 3> 무력감에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 선형모형 분석결과

(N=794)

		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)		(모형 4) b (s.e) (p)		(모형 5) b (s.e) (p)
인구사회학적 변수
	성별	-0.01600		-0.03704		-0.04726		-0.05829	*	-0.06180	*
	(남=1)	(0.03392)		(0.03358)		(0.03409)		(0.03379)		(0.03413)
		(0.6372)		(0.2704)		(0.1661)		(0.0850)		(0.0706)
	연령	0.000864		0.001918		0.002172		0.003767	**	0.003784	**
		(0.001687)		(0.001668)		(0.001674)		(0.001728)		(0.001729)
		(0.6087)		(0.2508)		(0.1949)		(0.0295)		(0.0289)
	학업기간	-0.03903	***	-0.03307	***	-0.03275	***	-0.03060	***	-0.03059	***
		(0.006526)		(0.006616)		(0.006616)		(0.006594)		(0.006598)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
	소득	-0.00016		-0.00007		-0.00008		-0.00005		-0.00006
		(0.000101)		(0.000102)		(0.000102)		(0.000101)		(0.000102)
		(0.1153)		(0.5070)		(0.4102)		(0.5901)		(0.5377)
동네변수 동네변수란 동네자체의 특징과 관련된 변수를 말한다. 즉 개인의 특성이나 자원, 행태에 관한 변수가 아니라 동네의 성격이나 특성에 관한 변수를 지칭한다. 동네변수로서 빈곤동네는 동네자체의 빈곤여부와 관련되며, 본 연구에서는 응답자 중 20% 이상이 생활보호대상자인 동네를 빈곤동네로 파악하였다. 빈곤동네는 종속변수와 관련하여 집단간의 차이를 설명하기 위한 동네수준의 변수로서 본 연구의 모형들에서는 유일하게 동네효과(neighborhood effect)를 알아보기 위한 변수이다. 동네효과란 인구사회학적 또는 개인 변수들의 영향을 통제했을 때, 동네수준의 변수가 종속변수에 미치는 영향을 말한다. 또 다른 변수인 동네무질서는 비록 동네의 특성과 관련된 변수이지만 개인이 인지한 동네의 특성이므로 개인수준의 변수이다.
	빈곤동네			-0.00600		-0.00335		-0.00147		-0.00048
				(0.05985)		(0.06094)		(0.05872)		(0.05925)
				(0.9216)		(0.9569)		(0.9804)		(0.9936)
	동네무질서			0.1618	***	0.1559	***	0.1473	***	0.1453	***
				(0.02960)		(0.02983)		(0.02960)		(0.02976)
				(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
사회적 유대
	비공식적 유대					-0.02842	*			-0.01293
						(0.01703)				(0.01749)
						(0.0956)				(0.4599)
	동네조직 참여							-0.04340	***	-0.04109	***
								(0.01166)		(0.01207)
								(0.0002)		(0.0007)
상수		2.9789		2.4109		2.4913		2.4030		2.4402
*P < .1, **P < .05, ***P < .01

은 인구사회학적 변수 및 동네관련 변수에 사회적 유대 변수의 하나인 이웃과의 비공식적 유대 변수를 포함시킨 회귀분석결과이다. 이 모형은 이웃과의 비공식적 유대가 주관적 무력감과 관련하여 동네무질서의 영향을 매개하고 있는지를 알아보기 위한 것이다. 분석결과에서 보여주듯이 교육, 동네무질서, 그리고 이웃과의 비공식적 유대 모두 개인의 주관적 무력감에 부(-)적인 영향을 미치며, 이러한 관계는 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 이웃과의 비공식적 유대변수와 관련된 결과로 볼 때, 이웃을 방문하고 대화를 나누며 서로 돕는 사람들은 그러한 유대가 없는 사람들보다 낮은 수준의 무력감을 나타냄을 알 수 있다. 비공식적 유대의 영향을 고려하게 될 때, 주관적 무력감에 대한 동네무질서의 영향의 정도는 다소 감소하고 있으나 여전히 매우 유의미한 영향을 미치고 있음을 다수준 분석결과는 보여주고 있다. 이웃과의 비공식적 유대는 동네무질서가 무력감에 미치는 영향력의 크기의 약 3.6 퍼센트만을 매개하고 있다((0.1618-0.1559)/0.1618=0.036).

(모형 4)는 이웃과의 비공식적 유대 변수 대신 동네조직 참여 변수를 포함시켜 회귀분석을 실시한 결과이다. 이 모형은 동네조직참여가 주관적 무력감에 대한 동네무질서의 영향을 매개하고 있는지를 알아보기 위한 것이다. 회귀분석 결과 동네참여 변수는 매우 유의미하게 주관적 무력감에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 동네조직에 좀더 적극적으로 참여하고, 책임 있는 일을 맡아 볼수록 무력감의 수준이 낮게 나타나는 것을 시사하는 것이다. 통계결과를 보면 이러한 동네조직 참여의 영향을 고려했을 때, 동네무질서의 무력감에 대한 영향력은 다소 감소되었으나 여전히 매우 유의미한 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 동네조직에 대한 참여는 동네무질서가 무력감에 미치는 영향력의 크기의 약 8.6 퍼센트를 매개하고 있다((0.1618-0.1473)/0.1618=0.086). 이러한 매개된 양은 이웃과의 비공식적 유대보다는 높은 것을 알 수 있다.

한편, 동네조직 참여변수를 포함시켰을 때 이전의 모형에서는 통계적으로 유의미하지 않았던 변수들이 개인의 주관적 무력감에 유의미하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 성별, 연령이 새롭게 개인의 무력감에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 동네조직 참여변수를 통제했을 때, 남성보다는 여성이, 그리고 연령이 많아질수록 무력감을 더욱 느끼는 것을 시사한다. 즉 동네조직 참여변수의 영향을 고려하지 않고 보았을 때, 성별이나 연령이 개인의 주관적 무력감에 영향을 미치지는 않으나 일단 개인의 동네조직 참여성향의 영향을 통계적으로 제거하게 되면 일반적으로 여성보다는 남성이, 그리고 젊을수록 무력감을 덜 인식한다는 것을 알 수 있다.

(모형 5)는 인구사회학적 변수 및 동네변수, 그리고 사회적 유대변수로서 이웃과의 비공식적 유대와 동네조직 참여변수를 모두 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이 사회적 유대 관련 두 개의 변수를 모두 포함시켰을 때, 이웃과의 비공식적 유대는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 즉 동네조직에 대한 참여를 고려한다면 이웃과의 비공식적 유대는 인지된 개인의 무력감에 그다지 큰 영향을 미치지 않는다는 것을 시사하고 있다.

3) 동네무질서와 사회적 유대의 영향요인에 관한 위계적 선형모형 분석결과

동네무질서에 미치는 영향요인을 알아보기 위하여 인구사회학적 변수만을 포함시킨 모형과 동네변수로서 빈곤동네여부 변수를 포함시킨 두 가지 모형에 대한 분석결과가 <표 4>에 제시되어 있다. <표 4>에서 보여주는 바와 같이 분석모형에 인구사회학적 변수만을 포함시켰을 때, 거주기간을 제외한 모든 변수가 통계적으로 유의미하게 동네무질서에 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 보다 구체적으로 회귀계수의 부호를 고려했을 때 여자인 경우, 연령이 많을수록, 교육기간이 길수록, 가구소득이 높을수록, 아파트에 사는 경우, 그리고 주택을 소유한 경우에 무질서를 인지하는 정도가 낮은 것으로 나타나고 있다. 한편, 동네변수로서 빈곤동네여부를 분석모형에 포함시켰을 때, 통계적으로 유의미하게 나타났다. 이는 다른 인구사회학적 변수의 영향을 통제하더라도 가난한 동네에 살고 있는 주민들이 그렇지 않은 동네에 사는 사람들보다 높은 수준의 동네무질서를 경험한다는 것을 시사하는 것이다.

<표 4> 동네무질서 및 사회적 유대의 영향요인에 관한 위계적 선형모형 분석결과

		동네무질서				비공식적 유대				동네조직 참여
		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)
인구사회학적 변수
	성별	0.09004	**	0.08759	**	-0.4002	***	-0.3858	***	-0.5296	***	-0.4890	***
	(남=1)	(0.03984)		(0.03981)		(0.06976)		(0.06992)		(0.1010)		(0.1022)
		(0.0241)		(0.0281)		(<0.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
	연령	-0.00405	*	-0.00404	**	0.008258	**	0.007501	**	0.03952	***	0.03823	***
		(0.002066)		(0.002055)		(0.003610)		(0.003604)		(0.005150)		(0.005168)
		(0.0506)		(0.0496)		(0.0224)		(0.0378)		(<.0001)		(<.0001)
	학업기간	-0.01805	**	-0.01639	**	0.01565		0.01323		0.06172	***	0.05312	***
		(0.007953)		(0.007947)		(0.01383)		(0.01395)		(0.01937)		(0.02015)
		(0.0235)		(0.0395)		(0.2584)		(0.3433)		(0.0015)		(0.0086)
	가구소득	-0.00022	*	-0.00021	*	-0.00056	***	-0.00059	***	0.000267		0.000164
		(0.000126)		(0.000125)		(0.000218)		(0.000219)		(0.000298)		(0.000306)
		(0.0825)		(0.0889)		(0.0099)		(0.0067)		(0.3708)		(0.5922)
	거주형태	-0.1290	**	-0.1414	**	0.007006		-0.02822		0.07411		0.04167
	(아파트=1)	(0.06440)		(0.06026)		(0.1054)		(0.1049)		(0.1087)		(0.1170)
		(0.0455)		(0.0192)		(0.9470)		(0.7879)		(0.4956)		(0.7219)
	주택 소유여부	-0.1363	***	-0.1245	***	0.1969	**	0.1807	**	0.1261		0.05286
	(자택=1)	(0.04637)		(0.04651)		(0.0824)		(0.08177)		(0.1088)		(0.1178)
		(0.0034)		(0.0076)		(0.0143)		(0.0274)		(0.2466)		(0.6538)
	거주기간	-0.01766		-0.02013		0.07067		0.06432		0.2872	***	0.2924	***
	(5년 이상=1)	(0.04004)		(0.03996)		(0.07007)		(0.6996)		(0.1003)		(0.1011)
		(0.6593)		(0.6146)		(0.3135)		(0.3582)		(0.0043)		(0.0039)
동네변수
	빈곤동네			0.5246	***			0.1781				0.05542
				(0.1088)				(0.1854)				(0.1491)
				(0.0003)				(0.3530)				(0.7157)
	동네무질서							-0.1905	***			-0.2914	***
								(0.06245)				(0.08897)
								(0.0024)				(0.0011)
상수		3.2784		3.0624		2.1213		2.6669		-1.2359		-0.2394
*P < .1, **P < .05, ***P < .01

이웃과의 비공식적 유대에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 인구사회학적 변수만을 포함시킨 모형과 동네변수를 동시에 고려한 두 가지 모형을 중심으로 살펴보았다. <표 4>에 나타난 바와 같이 이웃과의 비공식적 유대에 통계적으로 유의미하게 영향을 미치는 요인으로는 성별, 연령, 가구소득 및 주거시설 소유여부인 것으로 나타났다. 회귀계수의 정부(正負)방향을 고려할 때, 여성일수록, 연령이 많을수록, 가구소득이 적을수록, 그리고 자택인 경우 이웃과의 사회적 유대가 많은 것을 알 수 있다. 한편, 빈곤동네 여부와 동네무질서 변수를 포함시켰을 때, 빈곤동네여부는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 동네무질서에 대한 인식은 이웃과의 비공식적 유대에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 주민들 사이의 비공식적 유대는 빈곤동네에 사는 것 자체보다는 한 개인이 어떻게 동네의 무질서를 인식하느냐에 의해 좀더 많은 영향을 받는다는 것을 시사하는 것이다.

한편, 동네조직 참여에 영향을 미치는 요인을 살펴보기 위하여 역시 인구사회학적 변수만을 포함시킨 모형과 동네변수를 동시에 고려한 두 가지 모형을 살펴보았다. 우선 인구사회학적 변수만을 고려하여 보았을 때, 성별, 연령, 교육, 거주기간이 동네조직 참여에 통계적으로 유의미하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀계수의 부호를 고려하였을 때, 여성일수록, 연령이 많을수록, 교육수준이 높을수록, 그리고 거주기간이 길수록(5년 이상인 경우) 동네조직에 많이 참여하는 것으로 나타났다. 한편, 동네변수로서 빈곤동네여부는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 동네무질서에 대한 인식은 동네조직 참여에 통계적으로 유의미한 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 다른 인구사회학적 변수들의 영향을 통제했을 때, 이웃과의 비공식적 유대와 마찬가지로 동네조직 참여도 빈곤동네의 주거 여부에 의해 영향을 받기보다는 자신이 살고 있는 동네에 대한 무질서를 인식하는 정도에 의해 영향을 받는다는 것을 시사하는 것이다.

Ⅳ. 분석결과의 논의 및 시사점

이상의 결과에 기초해 주관적 무력감에 미치는 동네 관련 변수들의 영향 및 그 시사점을 살펴보면 다음과 같다. 우선 다른 독립변수들의 영향력을 통제하더라도 동네무질서에 대한 인식과 사회적 유대는 독립적으로 주관적 무력감에 영향을 미친다는 것이다. 특히 동네무질서는 주관적 무력감뿐만 아니라 사회적 유대에도 영향을 미치는 중요한 요인으로 나타났다. 또한 연구결과는 빈곤동네에 살고 있는 주민들의 경우 동네무질서를 더 많이 느끼고 있음을 보여주고 있다(<표 4> 동네무질서 (모형2) 참조). 이러한 결과에 비추어 볼 때, 주관적 무력감을 극복하고 사회적 유대를 확산시키기 위해서는 동네무질서를 바로잡는데 관심을 가져야 할 것으로 보인다.

이와 관련하여 생각해 볼 수 있는 것이 □깨진 창문(broken window) 이론□이다(Kelling et al., 1998). 이 이론에 따르면 깨진 창문, 길가에 버려진 망가진 자동차, 낙서로 가득한 담벼락, 공격적인 구걸행위, 미성년 마약 딜러 등을 용인하는 것은 사람들로 하여금 법이 적용되지 않고 있음을 느끼게 해준다. 각종 범죄는 이러한 느낌을 먹으면서 성장하고, 그러한 상황을 용인하는 것이 한 도시를 범죄의 온상으로 만드는 첫걸음이라는 것이다. 미국 뉴욕시의 정책결정자들이 이러한 이론에 귀를 기울인 결과 지금은 범죄의 대명사였던 뉴욕시가 다른 도시보다 안전하다는 평가를 받고 있다는 것에 비추어 볼 때, 동네 담벼락의 낙서를 제거하고 깨진 유리창을 고쳐나가는 등의 작은 노력이 동네무질서를 극복하기 위한 중요한 출발점이 될 수 있으며, 궁극적으로 지역사회 구성원, 특히 빈곤동네 주민들의 자기효능감의 획득 또는 능력부여에도 기여하게 될 것이다.

또한 본 연구의 결과에 따르면 사회적 유대는 주관적 무력감에 영향을 미치면서 동네무질서의 부정적 영향을 어느 정도 완화하는 역할을 하고 있다. 하지만 사회적 유대 중 이웃과의 비공식적 유대와 동네조직 참여를 동시에 고려할 때, 이웃과의 사회적 유대가 개인의 주관적 무력감에 미치는 영향은 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 이는 개인의 능력부여 또는 효능감을 갖도록 하기 위해서는 자연적으로 발생하는 이웃과의 유대도 중요하지만 좀 더 적극적인 동네조직에의 참여를 유도하는 것이 바람직하다는 것을 시사한다. 실제 이웃과의 비공식적 유대는 개인의 침체감(distress)과 관련된 정서적인 안정이나 건강에는 어느 정도 기여할 수 있는 반면, 지역사회의 문제를 해결하거나 주민들의 이익을 추구하는데 대한 기여는 공식적 참여보다는 덜하다고 생각된다. 적어도 무력감의 극복을 위해서는 동네조직 참여를 통한 지역사회활동이 보다 중요한 역할을 하리라 사료된다. 이와 관련하여 생각해 볼 문제는 우리 사회에 동네 단위의 주민참여를 활성화할 수 있는 자발적인 동네조직들이 많지 않다는 것이다. 또한 중앙집권적인 정치문화 속에서 사회전반의 분위기가 광역적인 정치에만 관심을 보였지 자기 주변의 동네문제에 대해서는 크게 신경을 쓰지 않았을 뿐만 아니라 스스로 동네문제의 해결에 영향력을 행사할 수 있는 기회가 주어지지 못하고 있다. 이러한 맥락에서 최근 도입된 주민자치센터와 같은 제도를 주민자치위원들의 대표성 확보, 주민자치위원회의 권한강화, 그리고 주민참여를 위한 동네포럼으로의 역할전환 등을 통해 동네민주주의 활성화를 위한 제도로 정착시키는 노력이 필요하다고 판단된다.

취약동네와 관련하여 빈곤동네여부는 다른 개인 변수들의 영향력을 통제했을 때, 주관적 무력감 및 사회적 유대에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 본 연구의 결과만 놓고 보면 동네자체의 빈곤여부 보다는 개인적인 요인이 주관적 무력감이나 사회적 유대에 미치는 영향력이 큰 것을 알 수 있다. 이러한 결과는 Wilson(1996)의 이론이 예측하는 것과는 다른 결과이다. 이러한 결과에 대한 이유를 살펴보면 일반적으로 취약동네를 고려할 때, 각 동네의 실업율과 같은 객관적인 상태를 보여주는 자료를 사용하는 것에 비해 본 연구에서는 응답자의 응답에 기초하여 빈곤동네 여부를 가변수로 처리함으로써 취약상태의 정도에 따른 주관적 무력감이나 사회적 유대의 변이를 살펴보지 못했기 때문일 수 있다. 더불어 빈곤동네로 구별된 사례수가 여섯 개에 지나지 않아 본 연구의 결과를 통해 취약동네 여부가 주관적 무력감과 사회적 유대에 영향을 미치지 않는다는 결론을 내리기는 어려울 것으로 생각된다. 반면, 빈곤동네여부가 동네무질서에 대한 인식에 통계적으로 매우 유의미한 영향을 미치고 있고, 주관적인 동네무질서와 객관적인 동네무질서는 높은 상관관계가 있음을 고려할 때, 적어도 빈곤동네의 환경적 요인이 주관적 무력감과 사회적 유대에 미치는 영향을 간과할 수 없다고 판단된다.

한편, 인구사회학적 요인과 관련하여 중요하다고 판단되는 시사점을 살펴보면 다음과 같다. 일반적으로 비공식적 유대와 동네조직 참여는 지역사회발전을 위한 중요한 사회자본으로 간주되고 있다. 본 연구의 결과를 통해볼 때, 주택소유여부와 거주기간이 비공식적 유대와 동네조직 참여에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보다 구체적으로 자택인 경우 이웃과의 비공식적 유대가 높은 것으로 나타났고, 거주기간이 길어질수록 동네조직 참여가 높게 나타났다. 자택에 사는 경우 주거기간이 길어질 가능성이 높다는 면에서 주택소유여부는 주거기간과도 높은 상관관계를 가진다. 따라서 본 연구의 결과는 한 장소에 오래 주거할 수 있는 환경이 사회자본형성에 무척 중요하다는 것을 시사한다. 2000년 한국의 이사율이 19.0%인데 반해 일본 4.9%, 유럽 국가들이 2% 내외였던 것을 감안하면(이종수, 2002: 26), 우리 사회의 극심한 주거 불안성성(residential instability)은 사회자본 또는 공동체 형성의 중요한 장애물이 되고 있는 것으로 보인다(안성호·곽현근, 2003).

본 연구는 대전광역시의 동네를 대상으로 수행한 조사이기 때문에 실증조사결과를 우리나라 전체로 확대해석하는 데는 무리가 있다고 판단된다. 앞으로 본 연구의 결과는 대도시와 중소도시 및 비도시형 동네에 대한 연구, 좀더 폭넓은 동네수준 변수의 선정 및 동네 사례수의 확보 등을 통해 충분히 검토·보완되어야 할 것이다.

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郭賢根 : 미국 The Ohio State University에서 행정학 박사학위(논문: Lessons for the Design of Inter-connection Pricing Policy in the Telecommunications Industry: A Policy Learning Approach, 1996)를 취득하였고, 현재 대전대 행정학부 조교수로 재직 중이다. 주요 관심분야는 사회자본과 규제정책이며, 주요저술로는 □시민사회와 행정□(공저, 2002) 등이 있고, 최근의 논문으로는 □독과점 및 불공정거래 규제에 있어서의 정책가치에 관한 연구□(1999. 9), □동네수준의 사회자본에 관한 탐색적 연구□(2003. 2) 등이 있다.

<E-mail: hkkwak@dju.ac.kr /논문접수일: /심사완료일: >

盧炳一 : 미국 뉴욕주립대학교에서 사회학 박사학위(논문: State Capability and Third World Politics: A Comparative Analysis of South Korean and Philippines Cases, 1994)를 취득하고, 현재 대전대 사회복지학과 부교수로 재직 중이다. 주요 관심분야는 복지국가, 사회보장, 빈곤이며. 저서로 □사회보장론(개정판)□, □아동복지론□, □여성복지론□(공저), □산업복지론□(공저) 등이 있고, 최근의 논문으로는 □도시 빈곤지역 주민의 사회복지 욕구측정□(공저, 2001) 등이 있다.

<E-mail: byerho@hanmail.net/논문접수일:2003.7.8/심사완료일:2003.8.6>