동네조직 참여의 영향요인 및 심리적 효과

□지방정부연구□ 제8권 제4호(2004 겨울) : 381~404

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Influential Factors on Neighborhood Organization Participation

and Its Psychological Effect

곽 현 근(대전대학교 행정학부)

본 연구는 동네 주민조직 참여 여부 및 참여정도에 영향을 미치는 요인 및 동네조직 참여가 개인에게 미치는 심리적 효과를 파악하고자 하였다. 영향요인으로는 크게 인구사회학적 변수, 주거관련변수, 동네환경변수, 이웃과의 유대변수로 범주를 나누어 접근하였다. 동네조직 참여의 심리적 효과는 개인적 역량강화의 중요한 구성부분인 자기효능감 및 집합적 효능감에 초점을 두었다. 실증분석은 대전광역시 16개 동네 818명의 설문응답결과에 로지스틱 회귀모형 및 위계적 선형모형을 적용하여 이루어졌다. 분석결과 인구사회학적 변수로는 성별, 연령, 교육수준이, 이웃과의 유대변수로는 일상적 유대 및 사회적 유대 모두 일관성 있게 참여 여부 및 정도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그밖에 참여 여부와 관련해서는 주거관련 변수인 주거형태가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 참여정도와 관련해서는 인구사회학적 변수로서 건강상태, 주거관련 변수로서 주거기간 및 주거형태가 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 한편, 동네조직참여의 심리적 효과와 관련해서는 동네조직에 대한 참여정도가 자기효능감 및 집합적 효능감에 통계적으로 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 결론으로 분석결과의 정책적 시사점 및 앞으로의 연구방향을 제시하였다.

주제어 : 동네조직, 참여 영향요인, 심리적 역량강화, 자기효능감, 집합적 효능감

I. 서  론

최근 서구 선진국의 지역사회형성(community building), 동네재생(neighborhood regeneration), 일본의 마치추쿠리(□□□"□□) 운동에서 보여주듯이, 지리적으로 지역사회(local community)나 동네에 기초한 정책개입을 지향하는 운동이 증가하고 있다. 이러한 운동의 원리는 개인들의 관계, 기회 및 제약의 구체적인 환경들은 상당부분 공간적으로 정의되거나 지리적인 경계에 기초하고 있고, 결과적으로 개인이나 가족의 상호 관련된 욕구나 상황은 하나의 구체적인 환경에 뿌리박고 있다는 믿음에서 찾아볼 수 있다. 이렇듯 동네에 기초를 둔 운동이나 정책개입들은 종합적이고 전체적인 접근을 위한 프로그램 연결 범위의 문제, 시민성회복과 역량구축의 문제, 지역사회의 회복을 통한 사회조직화와 지속가능한 발전의 문제 등에 깊은 관심을 가지고 있다. 이러한 모든 문제들은 동네가 분석과 행위의 중심 단위가 될 수 있다는 점, 동네는 정의되어질 수 있고 동원가능하다는 점, 동네단위로 행위가 가능하고 그렇게 되도록 영향을 미칠 수 있다는 점 등의 전제에 기초하고 있다(Chaskin, 1997).

동네단위의 정책실험과 관련하여 중요한 초점이 되고 있는 것이 동네조직(neighborhood organization)이다. 동네조직이란 □한 사람 또는 상대적으로 작은 집단에 의해 시작되며, 동네주민들을 하나의 구조화된 형태로 결집하여, 일반적으로는 지속적인 방식으로 지역의 삶의 질 향상을 위한 의도된 공동행위를 수행하는 집단□을 의미한다(Berkowitz, 2000: 333-334). 이러한 동네조직은 주민참여와 훈련, 정치권위의 분권화, 소규모 조직으로서 민주주의의 이념을 구현하는데 기여할 뿐만 아니라 도시 내 지역간의 격차를 해소하고 자조와 의식변화를 통하여 만성적 도시문제를 해결하는데도 공헌하게 된다(조순제, 2000).

동네조직 참여의 영향요인 및 심리적 효과

□지방정부연구□ 제8권 제4호(2004 겨울)

동네조직은 최근 사회과학계의 새로운 화두가 되고 있는 사회자본(social capital)의 형성 또는 역량강화(empowerment)와 관련해서도 중요한 매개수단으로 간주되고 있다. 사회자본을 지역구성원 사이의 네트워크와 그러한 네트워크를 기반으로 생성되는 신뢰와 상호부조의 규범이라고 본다면, 동네조직이야말로 사회자본의 중요한 구조적 측면을 이루면서 문화적 측면을 생성하는 중요한 기제인 것이다. 또한 □사람, 조직 또는 지역사회가 자신들의 관련된 일에 대하여 지배력(mastery)을 획득하는 과정□(Rappaport, 1984: 3)으로 정의되는 역량강화는 바로 지역사회조직에 대한 참여를 통해 가장 잘 구현될 수 있는 것으로 알려지고 있다. Zimmerman(2000: 48)이 지적하듯이 □지역사회조직에 참여하는 것은 유능감과 통제감(sense of competence and control)을 발휘하는 중요한 방법□인 것이다.

이러한 지역사회 주민조직, 특히 동네조직의 중요성에도 불구하고 그에 대한 이론적·경험적 연구는 우리 사회에 그리 많지 않은 것이 현실이다. 최근 읍·면·동 기능전환에 따른 주민자치센터제도의 도입과 함께 동네조직을 통한 시민참여의 중요성과 제도적 가능성에 대한 이론적 논의와 다른 나라의 사례를 통한 경험적 접근이 이루어지고 있지만(안성호·곽현근, 2003; 조순제, 2000; 한상일, 2003), 아직까지 커다란 주목을 받지 못하고 있는 것이 사실이다. 하지만 지방화시대를 맞이하여 과거 중앙정부주도의 지역사회발전에서 지역 주민 스스로가 참여하는 방식으로의 변화가 강조되는 현실 속에서, 가장 큰 역할을 담당해야할 기관이 자발적인 동네 주민조직이라는 면에서 동네조직에 대한 풍부한 이론적·경험적 연구는 앞으로 풀뿌리 민주주의를 위한 지식기반을 형성하는데 꼭 필요한 부분이다.

동네조직에 대한 연구와 관련하여 동네를 단위로 하여 어떤 성격의 주민조직이 얼마나 존재하고 그들이 지역사회발전에 있어서 어떠한 역할을 하는가에 대한 경험적 연구는 매우 중요하다. 이와 더불어 왜 어떤 개인들과 지역사회는 다른 개인이나 지역사회보다 좀더 적극적으로 동네조직에 참여하는지에 관한 연구도 필요하다. 또한 동네조직에 대한 참여의 결과로서 물리적·사회적 조건, 개인간의 상호관계 및 개인 등에 미치는 영향에 대해서도 다양한 연구가 수행되어져야 할 것이다.

이러한 연구주제 중 본 연구는 기존의 다양한 형태의 동네 주민조직과 관련하여 어떤 요인들이 주민참여 여부 및 주민참여 정도에 영향을 미치고 있으며, 또한 동네조직에 대한 참여가 개인에게는 어떠한 심리적 영향을 미치는가를 경험적으로 파악해보고자 한다. 지역사회 주민조직에 대한 시민의 참여가 중요함에도 불구하고, 그러한 참여가 쉽게 이루어지지 않는 현상을 고려할 때, 어떤 요소들이 주민의 참여와 연관되어 있는가를 이해하는 것은 주민참여 제고를 위해 매우 중요하다. 더불어 동네조직참여의 결과를 다양한 수준에서 경험적으로 이해하는 것은 동네를 단위로 한 정책실험의 효과성을 파악하기 위하여 반드시 필요하다. 특히 개인수준에서의 주민의 역량강화가 동네조직참여의 중요한 결과로 간주되어왔음을 고려할 때, 본 연구는 그러한 관계를 실증적으로 분석해보는데 큰 의의가 있다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 동네조직의 의의

시장·정부실패의 경험과 함께 새로운 국정운영의 중요한 축으로 등장하고 있는 것이 시민사회이다. 이러한 시민사회를 구성하고 있는 중요한 영역이 지역사회(community)이다. 지역사회란 □지리적으로 한정된 지역 안에 살면서 상호간에 그리고 자신들이 살고 있는 장소에 대하여 사회적이고 심리적인 유대를 가지고 있는 사람들□로 정의내릴 수 있다(Mattessich & Monsey, 1997: 56; 정지웅·임상봉, 1999: 7). 최근 지방화시대를 맞이하여 종래의 중앙정부에 의해 주도되어온 지역사회 발전방식을 벗어나 각각의 지역사회 주민의 욕구를 출발점으로 하여 지역주민 스스로가 자신들의 욕구를 해결해 나감으로써 전체사회의 발전에 기여하는 방식이 강조되고 있다.

) 현대 사회에서의 지역사회는 과거 농촌사회의 촌락공동체처럼 자연적으로 주어진 것이 아니라, 일정한 지리적 영역 안에 거주하는 지역의 구성원들로 하여금 목적과 가치를 공유할 수 있는 여건을 만들고, 그러한 목적을 달성할 수 있는 사회적 역량을 구축해나가는 일련의 조직화된 활동을 필요로 한다는 면에서 다분히 운동적인 성격을 띤다. 예를 들어 이러한 목적과 가치는 주어진 지역공간 속에서의 물리적·사회적 환경개선, 생태보존, 기타 공공재를 생산하는 문제 등과 관련될 수 있으며, 그러한 문제를 해결하기 위한 지역의 사회적 역량은 자발적인 지역조직의 구성과 참여, 이웃과의 비공식적 유대형성을 위한 의식적인 노력을 통해서만 제고될 수 있는 것이다.

주민 스스로가 중심이 되어 자기들의 욕구를 통합, 조정하여 이의 해결을 위해 노력하는 과정이란 바로 주민의 조직화 과정을 의미한다. 진정한 의미의 □풀뿌리 민주주의□는 다양한 욕구를 지향하는 개인들로 이루어진 다양한 주민조직이 형성되어 그 각각이 지역사회 수준의 정책결정에 실질적인 영향력을 행사하게 될 때 구현되게 된다. 주민조직은 사적 생활을 영위하는 개개인과 공공생활의 보다 큰 기관들과 연결시켜주는 매개구조(mediating structure)의 역할을 수행하는 가장 중요한 제도로서, 공공정책 결정에서 소외되고 있는 개개인에게 힘을 실어주면서 공공정책에 실질적 영향력 행사를 가능하게 하는 실체인 것이다(Berger & Neuhaus, 1990; Schmitter, 1997).

지역사회를 구성하는 최소의 공간적 단위가 바로 동네(neighborhood)이다. 동네란 다양한 관점에서 정의되어질 수 있다(Chaskin, 1997). 우선 생태적 관점에서 보면 동네는 구체적인 물리적·상징적 경계를 가진 지리적 장소이다. 하지만 동네는 지리적인 성격을 넘어 사람들이 거주하고 사회적으로 상호 작용하는 장소라는 사회적인 의미도 내포하고 있다. 이러한 특성을 고려했을 때, 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 & Herbert, 1993: 1).

중앙집권적인 성향이 강한 우리 사회의 풍토상 동네수준의 거버넌스에 대한 관심은 무척 적은 것이 사실이다. 더욱이 세계화와 정보화라는 거대한 물결 속에서 사실상 동네에 대한 중요성은 감소하는 것처럼 보인다. 하지만 현대사회에서의 동네는 사회적·공간적으로 통합된 게마인샤프트적 지역사회의 모습은 상실했다 할지라도, 여전히 도시생활의 스트레스와 긴장으로부터 □지속적인 회복작업□(ongoing repair)을 위한 장소로서, 이웃과의 꾸미지 않은 일상적인 접촉을 통해 □느슨한 유대□(weak ties)가 생성되고 유지되는 장소로서, 그리고 자신이 거기에 살고 있다는 정체성을 상징화하는 중요한 생활의 장소로서 여전히 유용한 초점을 제공해준다(Healey, 1998; Forrest & Kerns, 2001).

실용적인 측면에서도 빈곤, 실업, 범죄, 환경 등과 같은 사회문제를 정부나 시장이 아닌 동네를 단위로 한 지역주민의 자발적인 참여와 역량구축을 통해  해결하려는 □제3방식□(the third way)의 많은 실험들이 수행되어지고 있다. 이는 동네수준에 있어서의 다양한 느슨한 유대와 동네조직의 참여를 통하여 신뢰, 상호부조 및 자조(self-help)의 규범을 조장할 수 있고, 이러한 규범들이 지역사회문제를 해결하기 위해서는 없어서는 안 될 중요한 자원이라는 면에서 동네는 제3방식의 비공식적 자원의 보고(寶庫)로서 간주되고 있기 때문이다(Forrest and Kerns, 2001).

동네를 단위로 한 정책실험은 시민참여의 수요측면에서도 중요한 이유가 있다(Rydin & Pennington, 2000: 156-159). 집단행동의 딜레마(collective action dilemma)의 상황에서 보여주듯이 여러 사람이 모두 참여해서 문제를 해결하면 더 좋은 결과를 얻을 수 있음에도 불구하고, 개인이 가지고 있는 무임승차유인으로 인해 많은 사람들이 참여하지 않게 됨으로써 바람직한 결과를 가져오지 못하는 경우가 종종 발생한다. 이 때 무임승차행위를 모니터링하고 제재할 수 있는 가능성이 높을수록 구성원의 참여를 높일 수 있다. 이러한 가능성은 광역보다는 적은 규모의 공간적 단위에서 높아지게 된다. 따라서 자발적인 시민참여는 이론적으로 동네와 같은 단위가 광역보다 유리하다고 볼 수 있다. 더불어 개인들은 자신의 참여의 결과가 가시적으로 나타날 경우 좀 더 적극적으로 참여하는 경향이 있다. 결과적으로 동네문제와 같이 구체적이고 직접적인 쟁점을 중심으로 참여를 유도하는 것이 수요적인 측면에서 참여 제고를 위한 중요한 전략이 될 수 있다.

이처럼 현대사회에서 새롭게 해석되는 동네에 기반을 둔 풀뿌리 조직들은 정책과 시민의 선호를 연결해주는 지방정부에 대한 서비스요구자가 되기도 하며, 자원봉사집단이나 제3부문을 형성하는 중요한 세력으로서 정부를 대신하여 공공서비스를 생산하고 전달하는 제공자의 역할을 담당하기도 한다. 또한 기존의 정당정치에 의해서는 해결될 수 없는 지역사회의 이익을 주민참여를 통해 발견하고, 정책결정과 집행에 영향을 미치게 됨으로써 정치권위의 분권화 및 민주주의의 이념을 구현하는데 공헌하게 된다. 더불어 동네조직을 통한 참여와 의사소통의 경험은 보통의 주민들에게 무력함을 해소시켜주고, 좀더 적극적인 시민으로의 변화를 가져올 수 있다.

2. 동네조직 참여의 영향요인

참여가 바람직한 결과를 가져다줌에도 불구하고, 풀뿌리 조직에 참여하는 시민의 수는 많지 않다. 따라서 시민참여와 관련되어 가장 중요한 의문은 □만약 참여가 그렇게 좋은 것이라면 왜 사람들이 참여하지 않는가?□라는 것이다(Wandersman & Florin, 2000: 250). 결과적으로 많은 연구의 초점이 지역사회조직 또는 동네조직에 참여하는 사람들의 특징은 무엇이며, 왜 그들이 참여하는가에 맞추어져왔다. 후자와 관련하여 참여자들의 동기뿐만 아니라 그들이 얻는 이익, 그리고 기술, 가치, 그리고 개인적 기준등과 같은 인지적 사회학습과 관련된 변수들(cognitive social learning variables)을 이해하는 것이 중요하다(Wandersman & Florin, 2000: 252-254). 이러한 중요성에도 불구하고 지역사회조직에 대한 시민참여의 원인을 밝히기 위한 많은 연구들의 우선적인 초점은 실제로 참여하는 사람들의 특징들을 밝혀내는데 맞추어지고 있다. 본 연구에서도 동네조직에 대한 참여에 영향을 미치는 요인과 관련하여 □누가 참여하는가?□를 밝혀내는데 우선적인 초점을 두고자 한다. 본 연구에서는 이러한 요인들을 인구사회학적 배경변수, 주거관련 변수, 동네환경관련 변수, 이웃과의 유대관련 변수로 나누어 접근해보고자 한다.

최근까지 시민참여에 대한 연구는 주로 인구사회학적 상관변수들에 초점을 맞추어왔다. 많은 연구들이 개인의 성별, 연령, 건강과 같은 귀속적인 특성뿐만 아니라 교육, 소득 그리고 직업상의 지위등과 같은 개인의 자원적(사회경제적) 특성들을 자발적인 참여와 관련지어왔다(Sundeen, 1988; Verba et al., 1993). 예를 들면, 최근에는 사회적 자본을 연구하는 맥락에서 성별에 따른 지역사회 조직에 대한 시민참여(civic engagement)의 차이에 초점을 둔 연구들이 등장하고 있다(Lowndes, 2004; Norris & Inglehart, 2003). 2002년 영국의 일반가정서베이(General Household Survey)의 결과에 따르면, 동네조직에 대한 관여와 관련하여 남성과 여성 사이에 거의 차이가 없지만, 연령을 고려했을 때 삼십대의 여성들이 남성들보다 좀더 적극적으로 동네조직에 참여하는 것으로 나타났다. 이는 아마도 어린 자녀를 두었을 때 지역사회에 좀더 밀접하게 관여하는 여건을 반영하기 때문일 것으로 추측된다(Lowndes, 2004). 한편, 동네조직과 같은 자발적 결사체에 대한 참여의 성별 간 차이는 시간, 돈, 지식, 기술과 같은 구조적인 측면과 사회적 참여에 대해 남성과 여성이 갖는 태도나 가치의 차이와 같은 문화적인 측면에 의해 설명되기도 한다(Norris & Inglehart, 2003). 개인의 사회경제적 지위와 관련해서는 좀더 많은 자원을 가지고 있거나 지역사회에 높은 이해관계를 가진 사람들이 동네발전이나 향상에 좀더 관심을 가질 수 있고, 지역사회문제에 직면해서 좀더 조직화하거나 움직일 가능성이 높다. 또한 많은 연구는 사회적 지위가 시간과 교통수단과 같은 자원과 밀접한 관련이 있기 때문에 중산층이 빈곤한 계층보다 지역사회 조직에 참여할 가능성이 높다는 것을 제시하고 있다.

집소유여부나 주거기간과 같은 개인의 주거와 관련된 특징들이 지역사회 조직의 참여와 관련이 있는 것으로 알려지고 있다. 주거와 관련된 안정성은 이웃들 사이에 개인적인 네트워크를 발전시키는 것을 가능하게 하며, 더 강한 지역사회에 초점을 둔 인식과 행동을 조장하고, 풀뿌리 지역사회활동에 참여하도록 동기를 부여할 수 있다. 동네조직에 관한 국가간 문화적 비교 연구에서 Wandersman et al.(1987)은 한 지역사회에 자리 잡는 것(embeddedness)이 참여와 밀접한 관련이 있다는 것을 발견하였다. 즉 한 장소에 더 오래 산다는 것, 더 오래 머물기를 바라는 것 등이 개인이 지역사회와 관련된 활동이나 조직에 참여할 수 있는 기회나 유인을 증가시키게 된다.

한편, 다양한 연구들이 주민들의 개인적인 변수와는 다르게 지역사회의 사회적·물리적 환경이 지역사회조직에 대한 참여와 관련이 있다는 것을 보여주고 있다. 특히 최근 동네효과에 대한 연구가 많이 진행되고 있다. 빈곤이나 풍요가 특정한 공간에 집중되어 동네의 사회경제적 환경을 형성함으로써 개인의 인구사회학적 특징과는 별개로 개인의 삶의 다양한 측면에 영향을 미치게 될 때, □동네효과□(neighborhood effect)가 존재한다고 말한다. 동네효과와 관련하여 자주 고려되는 요인이 사회적 약자들이 지리적으로 일정한 지역에 모여 살게 되게 되면서 나타나는 동네취약(neighborhood disadvantage)이다(Ross & Mirowsky, 2001). 취약동네에 살고 있는 거주자는 그렇지 않은 동네에 살고 있는 거주자보다 활용할 수 있는 다양한 자원의 범위가 더 작을 수 있다. 결과적으로 일상생활을 통하여 제도적 자원들을 활용할 기회가 줄어듦으로써 동네조직에 참여할 가능성도 그만큼 감소할 수 있다. 또한 자신과 비슷한 능력을 가지고 있다고 인식한 사람들이 많은 노력에도 불구하고 실패하는 것을 목격하게 되면, 관찰자들 스스로 자신의 역량을 낮게 평가하고, 어떤 일을 성취하기 위하여 노력을 기울이는 것을 방해하게 된다. 결과적으로 동네조직 참여를 통한 문제해결노력도 그만큼 줄어들 수 있다(Jencks & Mayer, 1990).

) 사회경제적 지위가 개인이 가지고 있는 속성인 것과 마찬가지로 동네취약은 동네의 중요한 특징으로서 동네의 사회경제적 환경에 초점을 두고 있다. 일반적으로 빈곤선 아래에 있는 가구의 비율, 여성가장 가구의 비율, 남성 실업률, 공적 부조의 대상이 되는 가구의 비율이 높을수록 취약한 동네로 간주된다.

동네환경관련 변수로서 또 한 가지 주목할 수 있는 것은 동네무질서이다. 동네무질서는 지역사회에서 질서와 사회적 통제가 부재(不在)하다는 것을 보여주는 가시적 단서들(visible cues)을 말한다(Ross & Mirowky, 1999: 413). 질서가 평안, 안전, 법 준수의 상태를 가리킨다면, 통제는 이런 질서를 유지하는 행위(act)이다. 이러한 질서와 통제의 상태는 주민들이 인지하는 가시적인 단서들을 통해 파악 될 수 있다. 주민들이나 방문자 모두에게 무질서의 환경은 해당 지역사회를 방임하고 있다는 것을 상징할 뿐만 아니라 행동규범이나 공식적·비공식적 통제의 기반이 무너져 있다는 것을 상징하는 것이다(Perkins & Taylor, 1996). 즉 질서가 잡혀있는 동네는 사회통제가 효과적으로 이루어지고 있음을 의미하는 반면, 무질서한 동네에서는 사회통제가 효과적으로 되지 않으면서 주민들은 자신들의 통제범위를 벗어난 부정적 강화(uncontrollable, negative reinforcement)를 계속 겪게 된다(Ross et al., 2001; Geis & Ross, 1998). 무질서가 즉각적이고 효과적으로 다루어지지 않는다면, 주민들은 해당 지역에서의 사회문제를 더욱 많이 인지하게 되고, 자신의 동네뿐만 아니라 무질서를 막을 수 있는 법집행기관의 능력에 대해서도 자신감을 상실하게 된다(Skogan, 1990; Perkins et al., 1992). 바람직하지 않고 통제할 수 없는 여건이나 상황을 계속 경험하면서 사람들은 자신들이 중요한 생활결과를 통제하는데 무력하다는 점을 학습하게 된다. 즉 이런 환경 속에 있는 사람들은 자신들이 바라는 것을 달성할 수 없다는 것을 학습하게 되고, 그 결과로서 동네조직에 대한 참여정도도 낮게 나타날 수 있다.

) 동네무질서의 이러한 단서들은 사회적인 측면과 물리적인 측면을 가지고 있다는 점에서 사회적 무질서와 물리적 무질서로 구분할 수 있다(Ross & Mirowsky, 1999). 사회적 무질서는 사람들과 관련된 사회적 통제의 부재를 보여주는 징표들이다. 이웃끼리의 싸움이나 갈등, 길거리에서 할 일없이 배회하거나 공공장소에서 술을 마시는 것, 길거리에서 구걸하거나, 위협감을 조성하는 사람들의 존재가 사회적 무질서를 나타내는 징표들이다. 물리적 무질서는 한 동네의 전체적인 물리적인 외양(appearance)을 가리킨다.

풀뿌리 조직에 대한 참여를 설명해 줄 수 있는 또 다른 중요한 상관변수는 주민들의 지역사회에 초점을 둔 개인적·집합적 인식과 행동들이다. Perkins et al.(1990)은 이웃들이 서로를 잘 알지 못하거나 좋아하지 않거나 상호교류가 없을 때 조직화되지 않는다고 주장하고 있다. 반면, 충분한 사회적 응집력이 있을 때, 그들은 이러한 문제들을 해결하기 위하여 조직화하고 참여할 수 있다. 일반적으로 더 많은 사회적 상호작용, 정보공유, 그리고 유대감을 조장하고 반영하는 지역사회 응집력은 주민들로 하여금 자신의 문제를 좀더 집합적으로 해결하도록 만들 가능성이 높다. 또한 지역사회에 대한 애착심(attachment)은 그 지역사회를 유지하는데 헌신하려는 의지를 만들어 낸다. 즉 높은 수준의 지역사회 애착심을 가진 개인들은 지역사회조직의 참여를 통해 다른 사람들에게 도움을 제공하려는 성향이 높다. 이러한 지역사회 구성원간의 상호작용 및 유대감에 대한 인식과 행동은 다양한 용어로 논의되고 있지만, 실제 그 내용에 있어 상당부분 중복되는 경향이 있다. 본 연구에서는 이러한 인식과 행동의 다양한 측면 가운데 행태적인 관점에서 이웃과의 사소한 일상적인 교류를 의미하는 일상적 유대(routine neighboring)와 이웃과 좀더 긴밀한 사회적 관계형성을 위한 활동들에 참여하는 사회적 유대(social neighboring)의 두 가지 측면에 초점을 두어 동네조직에 대한 참여와의 관계를 살펴보고자 한다(Woldoff, 2002).

3. 동네 조직의 참여효과로서의 개인적·집합적 효능감

동네조직을 통해 지역사회발전을 위한 활동에 참여하는 것은 개인의 효능감과 같이 자아에 대한 개인의 느낌의 변화를 가져올 수 있다. 이러한 느낌은 지역사회 구성원들의 자조(self- help)에 대한 인식, 또는 정부의 행정서비스를 통제하는 사람들과 효과적으로 협상할 수 있다는 인식 등과 관련될 수 있다. 이러한 인식은 개인의 역량강화를 구성하는 중요한 부분으로서 Zimmerman & Rappaport(1988)는 경험적으로 지역사회조직에 대한 일반적 참여와 개인의 심리적 역량강화 사이에는 강한 관계가 있음을 발견하였다. Speer & Hugehs(1995) 역시 자신들의 지역사회 조직화에 대한 연구에서 지역사회, 조직화된 행동, 그리고 개인의 발전 또는 역량강화 사이에 상호적 또는 변증법적 관계가 있는 것을 발견하였다.

) 동네조직의 참여과정이 개인의 태도, 믿음, 기술 등에 미치는 영향은 동네조직에 대한 참여의 이론과 실천에 있어 중요한 역할을 하고 있다. 하지만 그것들이 동네조직이 직접적으로 강조하는 일차적인 목적은 아니다. 즉, 일반적으로 동네조직은 동네조직 구성원들의 행위를 통해 정부의 서비스를 향상시키거나 범죄를 감소시키는 것과 같이 외부환경에 직접적인 초점이 맞추어지는 경향이 있고, 참여자들 내부의 변화를 야기하는 것을 구체적으로 명시화하는 것은 아니다(Wandersman & Florin, 2000: 264).

역량강화를 인간의 욕구를 충족시키기 위하여 자신의 자아와 환경에 대한 지배력을 획득해가는 과정이라고 본다면, 자기효능감은 역량강화의 중요한 인지적 차원(cognitive domain)을 구성하고 있다(Zimmerman, 2000). 자기효능감 연구의 권위자인 사회심리학자 Bandura(1986: 391)는 자기효능감을 □지정된 유형의 성과를 달성하기 위하여 필요한 행위의 방침들을 조직하고 수행하는 자신의 역량에 관한 사람들의 판단□이라고 정의내리고 있다. 그에 따르면 자기효능감은 개인들이 개입하려고 하는 행위의 유형에 대한 범위를 효과적으로 정하기 때문에 인간에게는 아주 중요한 요소이다. 사람들은 자신들이 편안하게 느끼는 일에 보다 쉽게 관여하고, 그렇지 못한 일에는 쉽게 관여하지 않는다. 그의 사회인지이론에 따르면, 자기의 능력에 대해 자신감이 없을수록 어려운 환경에서 포기를 쉽게 하며, 이와 반대로 특정 과제에서 자기효능감이 강할수록 그 과제에 많은 노력을 투입하고 그러한 행동을 지속하는 시간도 길다. 또한 높은 자기효능감은 능력(competency), 지배력(mastery), 통제 등과 관련하여 자기평가를 향상시킬 수 있는 도전적인 활동들에 적극적으로 개입하도록 촉구한다.

주민들의 자신과 관련된 역량에 대한 인식이 자기효능감이라면, 집합적 효능감(collective efficacy)은 동네주민들의 공동의 역량에 대한 믿음을 가지는 것을 강조한다. 따라서 한 조직 내에서 인지된 집합적 효능감은 □전체로서의 한 사회체계의 수행능력(performance capability)에 관한□ 집단 구성원들의 믿음을 나타낸다(Bandura, 1997: 469). 동네와 관련해서 인지된 집합적 효능감은 한 동네에 살고 있는 주민들이 하나의 전체로서 동네문제에 대하여 바람직한 영향을 미치기 위하여 필요한 일련의 행위의 방침들을 조직화하고 실천에 옮길 수 있다는 주민들의 판단과 믿음을 가리키는 것이다(Duncan et al., 2003: 245).

참여에 대한 경험적 연구들은 참여와 자기효능감과 같은 개인의 역량강화 사이에 강한 상관관계가 있음을 보여주고 있다. 대부분의 학자들은 참여가 역량강화에 선행하는 것을 가정한다. Saegert & Winkel(1996: 521)에 따르면, 개인의 태도나 행동에 반영되는 역량강화는 형성단계에서 집합적 행동의 원인이라기보다는 결과이다. Rich et al.(1995)은 지역사회 역량강화의 경로를 설명하면서 시민참여가 모든 형태의 역량강화의 가장 중요한 요소라는 것을 보여주고 있다. 하지만 그들의 연구에서도 어느 정도의 □개인내적인 역량강화(intrapersonal empowerment)는 적극적인 참여에 선행조건이 될 수 있음을 지적하고 있다(Rich et al., 1995: 666). 더불어 대부분의 연구에 있어서 자료의 횡단적(cross-sectional) 성격은 역량강화가 참여의 효과라기보다는 발생원인이 될 수 있다는 가능성을 배제하는 것을 허락하지 않고 있다(Wandersman & Florin, 2000: 265). 결과적으로 참여와 심리적인 역량강화 사이에는 명백한 상관관계가 존재하지만, 그들의 인과관계는 어느 일방의 것으로 보기 어려운 점이 있다. 오히려 자기효능감과 같은 역량강화 구성변수가 초기 참여에 대한 결정에 영향을 미치며, 다시 참여과정 속에서 확대됨으로써 인과관계상의 상호 상승적 성격을 가지고 있는 것으로 볼 수 있다. 이처럼 인과관계를 설정하기 어려운 문제에도 불구하고, 본 연구에서는 참여를 역량강화의 중요한 차원인 효능감에 선행하는 것으로 보고 접근하고자 한다.

Ⅲ. 실증조사연구

1. 조사설계

1) 조사대상 및 자료수집방법

본 연구는 대전광역시 소재 16곳의 동네를 대상으로 하고 있다. 선정된 동네에 대해서는 일정한 지리적 경계 안에서 무작위로 가구를 추출하고, 직접 방문을 통하여 설문조사를 실시하는 것을 원칙으로 하였다. 조사과정에서 빈곤지역의 설문 배포와 수거와 관련하여 대전광역시 사회복지전문요원들의 도움을 얻음으로써 설문결과의 신뢰성을 높이고자 하였다. 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.

) 동네선정은 대전광역시 동네 분포를 잘 알고 있는 대전광역시 산하 대전발전연구원 소속 전문연구원의 자문을 얻어 이루어졌다. 구체적으로 대전광역시 전체에 걸쳐 빈곤지역과 중·상층 주민이 살고 있는 지역들을 확인하고 주거형태(아파트 또는 단독주택)를 고려한 후, 각각의 범주로부터 일부 동네를 추출하는 과정을 거쳤다.

실제 각 동네마다 60부씩의 설문이 배당되었으나 회수된 총 설문지는 873부로 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 818부의 설문지를 최종 자료로서 사용하였다. 전반적으로 소득수준이 낮은 지역의 회수율이 낮고, 불성실 응답률이 높은 것으로 나타났다.

2) 조사도구

인구사회학적 배경변수로는 <표 1>에 나타난 것과 같이 성별, 연령, 학력수준, 가구 월평균수입, 주관적 건강상태, 결혼상태(배우자 여부), 자녀유무를 사용하였다. 주거관련변수로는 주택소유여부, 주거기간 및 주거형태에 초점을 두었다.

동네환경관련 변수로는 동네의 사회경제적 환경과 관련하여 빈곤동네와 그렇지 않은 동네를 구분하여 사용하였다. 동네의 사회경제적 지위와 관련해서는 일정한 지리적 경계를 중심으로 한 객관적인 빈곤 자료를 확보할 수 없었기 때문에 각 동네의 설문응답자 중 국민기초생활보장수급자의 비율이 20% 이상인 동네를 빈곤 동네로 정하고 이를 가변수(假變數, dummy variable)로 처리하였다. 결과적으로 조사지역을 선정하는 과정에서 극빈자들이 모여 산다고 판단한 여섯 개의 동네가 빈곤동네로 나타났다.

) 동네의 사회경제적 지위를 다루기 위해서는 일반적으로 특정의 경계 안에 있는 동네에 대한 객관적인 자료를 필요로 한다. 예를 들어 미국의 경우 동네의 사회경제적 지위는 센서스 트랙별 자료에 근거해 빈곤선 아래에 있는 가구의 비율, 실업률, 또는 중앙값 가구소득 등을 계산해 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. 평균인구와 평균면적에서 우리나라 행정동이 대다수 선진국의 기초자치단체보다 크다는 점을 감안할 때, 우리의 행정동 안에는 이질적인 동네가 다수 존재할 수 있어 동네연구의 단위로는 적합하지 않다고 판단된다. 따라서 본 연구에서는 행정동보다 작은 규모의 동네에 초점을 맞추고 있다. 그 결과 동네의 사회경제적 지위를 보여주는 객관적인 자료에 의존하지 못하고, 응답자의 응답결과(기초생활보호대상자의 비율)에 기초하여 동네의 사회경제적 지위를 구분하고 연구를 수행하였다.

또 다른 동네관련 변수인 동네무질서는 Ross & Mirowsky(1999: 417)가 개발한 동네무질서 척도를 사용하였다. 이 척도는 동네무질서를 물리적 무질서와 사회적 무질서로 나누고, 전자를 일곱 가지 항목으로, 후자를 다섯 가지 항목으로 각각 5점 리커트척도를 사용하여 측정하고 있다. 본 연구에서 동네무질서는 전체항목의 평균값을 사용하였으며, 전체 신뢰도 또는 Cronbach □값은 0.8729로 나타났다.

이웃과의 유대관련 변수로서 일상적 유대는 Woldoff(2002)가 사용한 동네에 대한 행태적 애착(behavioral attachment)에 대한 측정도구를 구성하는 항목 중 가벼운 일상생활에서의 이웃과의 교류를 보여주는 네 가지 항목을 사용하여 5점 리커트척도로 측정하였다. 일상적 유대는 네 항목의 평균값을 사용하였고, Cronbach □값은 0.8429로 나타났다. 한편, 이웃과의 사회적 유대 역시 Woldoff(2002)가 사용한 측정도구 중 사회적 애착 측면을 측정하기 위해 사용한 세 가지 항목의 평균값을 사용하여 측정하였다. 신뢰도는 0.7714로 나타났다.

본 연구의 종속변수로서 동네조직의 참여여부는 지난 3년 동안에 어떤 형태든 동네조직(예: 주민회, 반상회, 부녀회, 학부모조직, 종교조직 등)에 참여해 본 경험이 있는지를 묻는 한 문항을 통해 측정하였다. 한편 동네조직에 대한 참여정도는 참여여부를 묻는 문항과 참여정도를 묻는 문항을 조합하여 측정하였다. 즉 참여여부에서 참여하지 않거나 비록 회원이더라도 전혀 참여하지 않는 경우를 1점으로 하고 매우 적극적으로 참여하는 경우를 4점으로 하여 측정하였다.

본 연구의 또 다른 종속변수의 하나인 자기효능감은 Ross & Mirowsky(2001)가 개발한 □개인통제감 대 무력감척도□(scale of the sense of personal control versus powerlessness) 및 Rottter(1975)의 □통제력 척도□(locus of control scale)를 중심으로 일부 항목을 추가하여 측정하였다. 결과적으로 <표 1>에 나타난 바와 같이 신뢰도 검사를 통해 가장 높은 신뢰수준을 보여준 다섯 항목을 최종적으로 자기효능감의 척도로 사용하였다. 주어진 항목들의 측정은 5점 리커트척도를 사용하였고, 이들 항목의 평균을 자기효능감의 측정치로 이용하였다. 자기효능감 척도의 신뢰도는 0.7439로 나타났다.

) 자기효능감은 정치적 효능감과 같이 구체적인 맥락에서 측정되기도 하지만, 좀더 일반적인 맥락에서 측정되기도 한다(Boardman, & Robert, 2000). 본 연구에서는 자기효능감을 □운이나 강력한 다른 외부적 요인들에 의하여 바람직한 결과가 결정된다는 믿는 것에 반(反)하여 자신의 노력이 바람직한 결과를 통제할 수 있다는 일반적인 믿음□으로 보고 측정도구를 형성하였다.

<표 1> 조사도구의 구성

측정요인	측 정 항 목		신뢰도
인구사회학적 배경 변수	성별, 연령, 학력수준, 가구 월평균수입, 건강상태, 결혼상태, 자녀유무
주거관련 변수	주택소유여부, 주거기간, 주거형태
동네환경 관련 변수	빈곤동네 여부
	동네 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. ·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.	0.8729
이웃과의 유대 관련 변수	일상적 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)	0.8429
	사회적 유대	·이웃들과 중요한 개인 문제나 감정적 문제에 대해 상의하였다(예: 취업문제, 이혼문제, 가족사망) ·이웃들을 집으로 초대하여 저녁을 함께 먹거나, 또는 집에서 저녁을 함께 보냈다. ·이웃들과 동네 밖에서 함께 모였다(예: 식사, 영화감상, 스포츠 관람을 위해)	0.7714
동네조직 참여	동네조직(주민회, 반상회, 부녀회, 학부모조직 등)의 참여 여부, 동네조직의 참여정도
심리적 효과	자기 효능감	·내 자신의 성공은 내게 책임이 있다. ·내가 진정으로 마음을 정한다면 어떤 일이라도 할 수 있다. ·내게 일어나는 불행은 나의 실수 때문에 발생하는 것이다. ·내 자신의 실패는 내게 책임이 있다. ·나는 다른 사람만큼 주어진 일을 잘 처리할 수 있다.	0.7439
	집합적 효능감	·아동·청소년이 학교에 가지 않고 길거리를 배회할 때, 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다. ·아동·청소년이 동네 건물에 낙서를 할 때, 동네사람들이 무엇인가 조치를 취할 것이다. ·아동·청소년이 어른을 존경하지 않을 때, 동네사람들이 무엇인가 조치를 취할 것이다. ·동네에서 싸움이 벌어질 때, 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다. ·예산 삭감으로 동네 치안에 문제가 있을 때, 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다.	0.8849

끝으로 집합적 효능감은 Sampson et al.(1997)이  □공동선을 위하여 기꺼이 개입하려는 주민들의 의지 및 역량□을 의미하는 사회적 통제(social control)를 측정하기 위해 개발한 측정항목들을 사용하여 측정하였다. 이러한 사회적 통제는 사회적 응집(social cohesion)과 더불어 집합적 효능감을 구성하는 중요한 차원으로 간주되고 있다. 이들 문항들은 모두 5개로 구성되어 있으며, 각각 5점 리커트척도로 측정한 이들 문항들의 평균을 집합적 효능감의 척도로 사용하였다. 집합적 효능감 척도의 신뢰도는 0.8849로 나타났다.

3) 분석방법

본 연구를 위한 방법으로는 첫째, 동네조직 참여여부의 영향요인을 알아보기 위하여 종속변수가 가질 수 있는 결과가 단지 두 가지밖에 없는 경우 사용되는 □로지스틱 회귀모형□(logistic regression model)을 사용하였다.

) 이처럼 종속변수가 질적인 변수로서 결과가 두 가지밖에 없는 경우, 다중선형회귀모형을 설정하여 최소자승법에 의하여 회귀계수를 추정하고자 할 때에는 몇 가지 심각한 문제가 발생하게 된다. 우선 종속변수가 1과 0을 취하기 때문에 종속변수와 오차항은 정규분포에 따르지 않고 베르누이(Bernoulli)분포 또는 이항(확률)분포를 따르게 된다. 또한 오차항이 동일한 분산을 갖지 않고, 독립변수의 수준에 따라 서로 다른 분산을 가지게 된다. 이와 같이 선형회귀모형에서 요구하는 여러 가지 가정들을 만족시키지 못하는 문제점을 극복하는 대안의 하나는 독립변수의 모든 값에 대하여 종속변수의 기대값이 0에서 1의 범위 안에 떨어지고, 동시에 독립변수가 변화하면 종속변수의 값이 고정되지 않고 항상 증가 또는 감소할 수 있도록 변환시키는 것이다. 이러한 조건들을 충족시키며, 이분 종속변수의 분석에 흔히 사용하는 기법으로 프로빗모형(probit model)과 로짓모형(logit model)이 있다. 로짓모형은 로지스틱 모형(logistic model)으로도 불리며, 프로빗모형에 비해 계산이 상대적으로 편리하여 이분 종속변수의 분석에 보다 광범위하게 사용된다(김두섭, 1994: 222-234; Gujarati, 1992: 419-426). 본 연구에서도 로짓모형을 사용하여 분석을 실시하였다.

둘째, 동네조직 참여정도에 미치는 영향요인 및 동네조직 참여정도가 개인적 효능감 및 집합적 효능감에 미치는 영향을 파악하기 위해서는 □위계적 선형모형□(hierarchical linear model)을 적용하였다(Snijder & Bosker, 2002; Kreft & Leeuw, 2000). 위계적 선형모형은 위계적으로 구조화된 자료(hierarchically structured data)를 분석하기 위하여 사용되는 모형이다. 위계적으로 구조화된 자료란 본 연구에서 사용한 표본추출방법과 같이 집단이 먼저 선정되고, 그 집단에 속한 개인들을 다시 추출하는 방식으로 표본이 구성되는 자료를 말한다. 본 연구에서는 개인들이 동네 안에 내재되어있다는(nested) 점에서 자료가 위계적으로 구조화 되어 있다.

) 이처럼 자료가 내재화되어 있을 때, 같은 동네로부터 추출한 개인들의 응답사이에는 상관관계가 높게 나타날 수 있으며, 이러한 점을 간과하고 계산된 표준오차의 측정치는 왜곡되기 쉽다. 즉, 상위단계인 각 집단사이에는 독립성이 유지되지만, 하위단계인 동일 집단에 속한 개인들 사이에는 각 집단의 고유한 영향을 공유하기 때문에 독립성이 유지되지 않는다. 따라서 위계적 자료에 대하여 각각의 자료가 서로 독립적이라고 가정하는 일반적인 통계분석기법(예: 다중선형회귀분석)을 적용한다면 연구결과는 타당성을 잃게 된다(Kreft & Leeuw, 2000; Snijders & Bosker, 2002; 강상진, 1995). 위계적 선형모형은 이러한 문제를 극복하기 위하여 한 동네에 속한 개인들 사이의 변이(變異; variation)뿐만 아니라 동네들 사이의 변이까지도 무작위적인 것으로 간주하여 한 모형 속에서 동시에 분석을 수행하는 통계기법이다.

본 연구에서는 위계적 선형모형 중 □무작위 절편모형□(random intercept model)을 기본모형으로 설정하고 분석을 수행하였다. 실제 모형의 측정을 위해서는 SAS 통계패키지의 PROC MIXED방법을 사용하였다. 본 연구에서는 모든 통계결과에 대하여 최소유의수준을 10%로 정하고 분석을 수행하였다.

) 무작위 절편모형은 위계적 선형모형의 가장 단순한 형태의 모형으로서 오직 절편만이 무작위적인 것으로 간주하는 것이다. 하지만 좀더 일반적인 경우에는 위의 예에서 보여주듯이 기울기까지도 무작위적인 것으로 취급하기도 한다(보다 구체적인 설명은 Snijders & Bosker(2002: 38-84)와 Kreft & Leeuw(2000: 39-53) 참조).

) 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. 분석결과

1) 조사대상자의 일반적 특성

조사대상자의 일반적 특성을 살펴보면 <표 2>에 나타난 바와 같이 성별과 관련해서는 남성 35.6%, 여성 64.4%인 것으로 나타났다. 연령은 □30세 이하□가 15.8%, □31세 이상 40세 이하□가 33.0%, □41세 이상 50세 이하□가 34.8%, □51세 이상60세 이하□가 11.7%, □61세 이상□이 4.7%인 것으로 나타났다. 학업기간과 관련해서는 □초등졸 이하□가 7.3%, □중졸 또는 중퇴□가 12.0%, □고졸 또는 중퇴□가 38.7%, □대졸 또는 중퇴□가 35.1%, 그리고 □대학원 이상□이 7.6%인 것으로 나타났다. 직업은 가정주부가 전체의 38.4%로 가장 높은 비율을 차지하고 있으며, 자영업을 비롯한 다양한 직업분포를 보여주고 있다. 가구의 한달수입과 관련해서는 □100만원 미만□이 20.7%, □100만원 이상 200만원 미만□이 32.6%, □200만원 이상 300만원 미만'이 19.1%, □300만원 이상 500만원 미만□이 19.8%, 그리고 □500만원 이상 1000만원 미만□이 6.1%, □1000만원 이상□은 1.7%인 것으로 나타났다.

<표 2> 조사대상자의 일반적 특성 (N=818)

특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)	특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)
성 별	남 성	291	35.57	직 업	자 영 업	119	14.55
	여 성	527	46.43		서비스·판매직	62	7.58
연 령	18세 이상∼30세 이하	129	15.77		일 반 직 업 직	55	6.72
	31세 이상∼40세 이하	270	33.01		사무·기술직	79	9.66
	41세 이상∼50세 이하	285	34.84		경영·관리직	11	1.34
	51세 이상∼60세 이하	96	11.74		전문·자유직	31	3.79
	61세 이상	38	4.65		농·어·수산업	2	0.24
학 력	초등학교 졸업 이하	60	7.33		가 정 주 부	314	38.39
	중학교 졸업 또는 중퇴	98	11.98		학 생	45	5.50
	고등학교 졸업 또는 중퇴	314	38.39		은퇴자·퇴직자	13	1.59
	대학교 졸업 또는 중퇴	284	34.72		무 직	53	6.48
	대학원 이상	62	7.58		기 타	34	4.16
주 거 형 태	단 독 주 택	210	25.67	주 거 기 간	6개월 미만	30	3.67
	아 파 트	493	60.27		6개월 이상∼1년 미만	43	5.26
	연립주택 / 다가구주택	78	9.54		1년 이상∼3년 미만	163	19.93
	상 가 주 택	29	3.55		3년 이상∼5년 미만	126	15.40
	기 타	8	0.98		5년 이상∼10년 미만	242	29.58
가구 월 평균 수입	100만원 미만	169	20.66		10년 이상∼20년 미만	161	19.68
	100만원 이상∼200만원 미만	267	32.64		20년 이상	53	6.48
	200만원 이상∼300만원 미만	156	19.07	주 택 소유여부	자 택	459	56.11
	300만원 이상∼500만원 미만	162	19.81
					임대(전세, 월세)	345	42.18
	500만원 이상∼1000만원 미만	50	6.11
					기 타	14	1.71
	1000만원 이상	14	1.71

2) 동네조직 참여 여부의 영향요인분석

<표 3>은 지난 3년 동안 동네조직에 참여해본 경험 여부를 설명해줄 수 있는 요인들을 알아보기 위한 로지스틱 회귀분석의 결과를 보여주고 있다. 표에서 보여주듯이 인국사회학적 변수만을 포함시킨 모형을 기본 모형으로 주거관련변수, 동네환경변수, 이웃과의 유대변수를 차례로 포함시킨 모형의 결과가 제시되고 있다.

) 실제 지난 3년 동안에 동네조직에 참여한 경험이 있는 응답자는 전체 818명 중 약 54.5%인 446명인 것으로 나타났다.

결과에 따르면, 대체적으로 인구사회학적 변수와 관련해서는 성별, 연령, 교육수준이 일관성 있게 동네조직 참여여부와 통계적으로 유의미한 관련이 있는 것으로 나타나고 있다. 최종모형을 기초로 좀더 구체적으로 회귀계수를 해석하면, 성별과 관련하여 회귀계수는 -0.8182로서 odds=Pi/(1-Pi)=exp(-0.8182)=0.44이다(Pi=참여할 확률; (1-Pi)=참여하지 않을 확률). 따라서 다른 독립변수들이 일정할 때, 남성이 동네조직에 참여하지 않을 확률에 대한 참여할 확률비율(즉 odds)은 여성에 비해 56%만큼 줄어든 44%에 지나지 않음을 알 수 있다. 연령과 관련한 회귀계수는 0.0465로서 odds=exp(0.0456)=1.05로 나타났다. 이는 다른 변수들이 일정할 때, 연령이 한 살씩 많아질수록 동네조직에 참여하지 않을 확률에 대한 참여할 확률비율이 약 5%씩 증가함을 보여주는 것이다. 같은 방식으로 교육수준의 회귀계수를 고려할 때, 교육수준이 한 단계씩 높아질수록 동네조직에 참여할 odds는 약 75%씩 증가한다.

) odds는 어떤 사건이 발생하지 않을 확률(1-Pi)에 대한 어떤 사건이 발생할 확률(Pi)의 비율을 의미한다. odds값에 자연대수(natural log)를 취한 것이 로짓(logit)이다. 로짓모형은 로짓, 즉 log[(Pi/(1-Pi)]가 주어진 독립변수들의 선형함수라는 가정에 기초하고 있다. j번째 독립변수에 대한 회귀계수 □j의 해석은 j번째 이외의 나머지 독립변수들의 수준을 일정하게 하였을 때, j번째 독립변수가 한 단위 증가하게 되면, □j만큼 로짓, 즉 log[(Pi/(1-Pi)]가 변하게 된다는 것을 의미한다. 이를 odds로 환산하여 해석하면 독립변수가 한 단위 증가할 때 odds는 exp(□j)배 만큼 평균적으로 증가하게 된다는 의미이다. 만약 exp(□j)=1.5라면 j번째 독립변수를 한 단위 증가하면 어떤 사건이 발생할 확률이 발생하지 않을 확률보다 1.5배 높아진다는 것을 의미한다. 즉 어떤 사건이 발생할 확률에 대한 발생하지 않을 확률비율이 50%만큼 증가함을 나타낸다(성웅현, 1999: 390-401; Gujarati, 1992: 423-426).

) 성별은 가변수로서 여성의 경우 회귀계수에 상관없이 자료값이 0이다. 따라서 여성이 동네조직에 참여할 odds=exp(-0.8182·0)=exp(0)=1이다.

한편, 인구사회학적 변수 중 건강상태와 결혼상태는 비교적 일관성 있게 동네조직 참여 여부에 영향을 미치는 것으로 나타났지만 이웃과의 유대변수를 고려했을 때 그 영향은 사라지는 것을 알 수 있다. 마찬가지로 주거관련변수와 관련하여 주택소유여부나 주거기간이 일부모형에서 통계적으로 유의미하게 나타났으나(□모형 2□ 와 □모형 3□), 이웃과의 유대변수를 고려했을 때 설명력이 사라지는 것을 통계결과는 보여주고 있다(모형 4). 반면 □모형4□의 결과에서 보여주듯이 모든 변수를 고려했을 때, 아파트에 사는 경우 그렇지 않은 경우보다 동네조직에 참여할 odds가 약 47%만큼 높음을 알 수 있다.

한편, 빈곤동네에 사는지 여부와 동네무질서에 대한 인식도 이웃과의 유대변수를 제외하면 동네조직참여에 영향을 미치는 것으로 나타났지만(모형 3), 이웃과의 유대변수를 포함시키게 되면 통계적으로 유의미하지 않게 나타났다(모형 4). 이는 이웃과의 유대변수를 고려한다면 빈곤동네 거주여부 및 동네무질서는 동네조직 참여여부에 크게 영향을 미치지 않는다는 것을 의미한다.

끝으로 이웃과의 유대변수로서 일상적 유대 및 사회적 유대 모두 매우 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 구체적으로 일상적 유대의 경우 한 수준이 높아짐에 따라(즉 척도점수가 1점 증가함에 따라), 동네조직에 참여할 odds는 47%씩 증가함을 통계결과는 보여주고 있다. 또한 사회적 유대의 경우도 한 수준이 높아짐에 따라 동네조직에 참여할 odds가 48%씩 증가하고 있음을 알 수 있다.

이상의 결과는 동네조직에 대한 참여경험의 여부만을 고려했을 때, 인구사회학적 변수를 제외한다면 주거형태 및 이웃과의 일상적·사회적 유대가 가장 중요한 결정요인임을 시사하고 있다.

<표 3> 동네조직 참여 여부의 영향요인 분석

			(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)		(모형 4) b (s.e) (p)
인구 사회학적 변수		성별 (남=1)	-0.9438	***	-0.9429	***	-0.9334	***	-0.8182	***
			(0.1668)		(0.1685)		(0.1718)		(0.1782)
			(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
		연령	0.0496	***	0.0436	***	0.0419	***	0.0465	***
			(0.00914)		(0.00945)		(0.00950)		(0.00995)
			(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
		교육수준	0.5505	***	0.5051	***	0.5253	***	0.5591	***
			(0.1023)		(0.1050)		(0.1093)		(0.1126)
			(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
		소득	0.000335		-0.00000572		0.000038		0.000337
			(0.000485)		(0.000511)		(0.000527)		(0.000545)
			(0.4904)		(0.9911)		(0.9419)		(0.5362)
		건강상태	0.1892	**	0.1876	**	0.1759	*	0.1389
			(0.0926)		(0.0938)		(0.0944)		(0.0985)
			(0.0411)		(0.0454)		(0.0623)		(0.1583)
		결혼상태 (배우자 유=1)	0.4817	**	0.5074	**	0.5406	**	0.3270
			(0.2251)		(0.2297)		(0.2340)		(0.2425)
			(0.0324)		(0.0271)		(0.0209)		(0.1774)
		자녀유무 (자녀 유=1)	-0.1376		-0.1099		-0.1386		-0.2779
			(0.1856)		(0.1889)		(0.1901)		(0.1974)
			(0.4585)		(0.5608)		(0.4659)		(0.1592)
주거관련 변수		주택소유여부 (자택=1)			0.2810		0.3183	*	0.1949
					(0.1757)		(0.1920)		(0.2003)
					(0.1098)		(0.0973)		(0.3306)
		주거기간			0.0944	*	0.0863		0.0814
					(0.0563)		(0.0569)		(0.0593)
					(0.0935)		(0.1291)		(0.1699)
		주거형태 (아파트=1)			0.2866	*	0.2001		0.3883	**
					(0.1684)		(0.1740)		(0.1846)
					(0.0887)		(0.2501)		(0.0354)
동네환경 변수		빈곤동네					0.3738	*	0.2170
							(0.2194)		(0.2302)
							(0.0885)		(0.3457)
		동네무질서					-0.2707	*	-0.1567
							(0.1447)		(0.1516)
							(0.0614)		(0.3015)
이웃과의 유대변수		일상적 유대							0.3833	***
									(0.1102)
									(0.0005)
		사회적 유대							0.3906	***
									(0.1240)
									(0.0016)
	상수		-4.2791	***	-4.5837	***	-3.8945	***	-5.9361	***
Likelihood Ratio x2			127.30	***	135.74	***	140.86	***	196.89	***
	자유도		7		10		12		14
	p		<.0001		<.0001		<.0001		<.0001

*P < .1, **P < .05, ***P < .01

3) 동네조직 참여정도의 영향요인분석

<표 4>는 동네조직의 참여정도에 영향을 미치는 요인들에 관한 위계적 선형모형분석결과를 보여주고 있다. 우선 아무런 설명변수도 포함시키지 않은 기본모형(모형 1)의 결과를 보면, 동네수분분산이 통계적으로 유의미한 것으로 나타나(p<0.0245) 동네 간에 동네조직의 참여정도에 있어 차이가 있음을 알 수 있다.

□모형 2□는 기본모형에 빈곤동네 여부를 설명변수로 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이 빈곤동네 여부가 통계적으로 유의미하다는 점 또는 동네수준분산이 □모형 1□에서 보다 크게 감소한 것은 빈곤동네 여부가 동네 사이의 참여정도의 차이를 어느 정도 설명해주고 있음을 시사한다. 빈곤동네 여부와 관련된 회귀계수가 부의 방향임을 고려할 때, 빈곤동네의 경우 동네조직에 대한 참여정도가 낮음을 알 수 있다.

□모형 3□은 □모형 2□에 인구사회학적 변수를 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이 빈곤동네 여부는 더 이상 유의미한 변수가 아님을 알 수 있다. 이는 동네조직 참여정도와 관련된 동네 간의 차이가 동네환경으로서 동네의 사회경제적 지위에 의해 설명되는 것이 아니라 동네 구성원 개인과 관련된 변수들에 의해 설명되는 것을 의미한다. 즉 개인변수들을 동시에 고려한다면 단지 사는 동네가 빈곤하다는 이유만으로 동네조직에 대한 참여의 정도가 낮다고 할 수 없는 것이다. 개인의 인구사회학적 변수와 관련해서는 성별, 연령, 교육수준, 건강, 결혼상태가 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 회귀계수의 방향을 고려한다면 여성일수록, 연령이 많을수록, 교육수준이 높을수록, 건강이 좋을수록, 배우자기 있는 경우일수록 동네조직에 대한 참여의 정도가 높음을 알 수 있다.

□모형 4□는 위의 모형에 동네환경변수로서 동네무질서에 대한 인식과 주택소유여부, 주거기관 및 주거형태와 같은 주거관련변수를 포함시킨 것이다. 표에서 보여주듯이 동네환경변수로서 동네무질서는 통계적으로 유의미한 것으로 나타나고 있다. 회귀계수의 방향을 고려할 때 동네무질서를 인식하면 할수록 동네조직의 참여정도는 낮아짐을 보여주고 있다. 주거관련변수에 있어서는 주거기간이 유일하게 동네조직 참여정도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 주거기간이 길어질수록 동네조직에 대한 참여정도가 높아지는 것으로 나타났다. 개인의 인구사회학적 변수와 관련해서는 □모형 3□과 통계적으로 유의미한 변수가 크게 다르지 않은 것으로 나타났다.

끝으로 □모형 5□는 이전 모형에 이웃과의 유대변수로서 일상적 유대와 사회적 유대를 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이 이웃과의 일상적·사회적 유대 모두 통계적으로 매우 유의미하게 동네조직의 참여정도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 좀더 구체적으로 이웃과의 일상적·사회적 유대가 높을수록 동네조직에 대한 참여정도가 높은 것을 알 수 있다. 반면 앞서의 모형에서 통계적으로 유의미하게 나타났던 동네무질서 및 결혼상태는 더 이상 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 한편, 이전 모형에서 통계적으로 유의미하지 않았던 아파트 주거여부는 통계적으로 유의미한 것으로 나타나 아파트에 살수록 동네조직에 참여하는 정도가 높은 것을 보여주고 있다. 인구사회학적 변수와 관련하여 여성일수록, 연령이 많을수록, 교육수준이 높을수록, 건강상태가 좋을수록 동네조직 참여정도가 높게 나타나고, 주거관련변수로서 주거기간이 길어질수록 참여정도가 높아지는 것은 이전 모형의 결과와 같다.

) 성별과 연령변수만을 고려하여 참여의 정도를 파악했을 때, 가장 적극적으로 동네조직에 참여하는 집단은 50대의 여성들로서 응답자 56명 중 67.3%인 35명이 □적극적□ 또는 □매우 적극적□으로 참여한다고 응답하였다. 다음으로 40대 여성 61.9%, 30대 여성 43.9%의 순으로 나타났다. 남성집단의 동네조직에 대한 적극적 참여율은 60대 이상을 제외하고는 35% 미만의 낮은 수준을 보여주고 있다.

<표 4> 동네조직 참여정도의 영향요인 분석

			(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)
동네환경 변수		빈곤동네			-0.4535	***	-0.1527		-0.08046		-0.1541
					(0.1206)		(0.1072)		(0.1212)		(0.1228)
					(0.0021)		(0.1762)		(0.5176)		(0.2303)
		동네무질서							-0.1613	**	-0.1012
									(0.07467)		(0.07263)
									(0.0311)		(0.1637)
인구 사회학적 변수		성별 (남=1)					-0.4569	***	-0.4306	***	-0.3337	***
							(0.08636)		(0.08719)		(0.08467)
							(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
		연령					0.02912	***	0.02427	***	0.02499	***
							(0.004595)		(0.004767)		(0.004594)
							(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
		교육수준					0.1942	***	0.1648	***	0.1674	***
							(0.05365)		(0.05461)		(0.05251)
							(0.0003)		(0.0026)		(0.0015)
		소득					0.000246		0.000081		0.000282
							(0.000250)		(0.000259)		(0.000252)
							(0.3250)		(0.7556)		(0.2651)
		건강상태					0.1139	**	0.1039	**	0.08051	*
							(0.04812)		(0.04816)		(0.04633)
							(0.0181)		(0.0313)		(0.0826)
		결혼상태 (배우자 유=1)					0.2172	*	0.2373	*	0.1154
							(0.1224)		(0.1225)		(0.1187)
							(0.0764)		(0.0532)		(0.3315)
		자녀유무 (자녀 유=1)					-0.05082		-0.03832		-0.09933
							(0.09614)		(0.09616)		(0.09281)
							(0.5972)		(0.6903)		(0.2848)
주거관련 변수		주택소유여부 (자택=1)							0.06717		-0.00476
									(0.1014)		(0.09810)
									(0.5078)		(0.9613)
		주거기간							0.07549	**	0.06882	**
									(0.02936)		(0.02835)
									(0.0103)		(0.0154)
		주거형태 (아파트=1)							0.1312		0.1985	**
									(0.09469)		(0.09516)
									(0.1662)		(0.0373)
이웃과의 유대변수		일상적 유대									0.2046	***
											(0.05311)
											(0.0001)
		사회적 유대									0.2050	***
											(0.05900)
											(0.0005)
상수			2.1568	***	2.3233		-0.01782		0.2698		-0.6739
동네수준 오차분산			0.07141	**	0.02552	*	0.005433		0.005498		0.009872
			(0.03626)		(0.01982)		(0.01129)		(0.01157)		(0.01335)
			(0.0245)		(0.0990)		(0.3152)		(0.3173)		(0.2299)
개인수준 오차분산			1.4228	***	1.4223	***	1.2815		1.2627	***	1.1616	***
			(0.07105)		(0.07100)		(0.06420)		(0.06340)		(0.05846)
			(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)

*P < .1, **P < .05, ***P < .01

4) 동네조직 참여정도가 효능감에 미치는 영향분석

동네조직에 대한 참여정도가 자기효능감 및 집합적 효능감에 미치는 영향에 관한 위계적 선형모형분석결과가 <표 5>에 제시되어 있다. 우선 자기효능감과 관련해서는 표에 나타난 바와 마찬가지로 아무런 변수를 포함시키지 않은 기본모형(모형 1)의 결과에 따르면 동네수준분산이 통계적으로 유의미한 것으로 나타나고 있다. 이는 어떤 설명변수도 포함시키지 않았을 때, 자기효능감에 있어 동네들 간에 차이가 있다는 것을 의미한다.

<표 5> 동네조직 참여정도가 효능감에 미치는 영향분석

			자기효능감						집합적 효능감
			(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)
동네환경 변수	빈곤동네				-0.2401	***	-0.07031				-0.2368	**	0.000578
					(0.05796)		(0.05977)				(0.09533)		(0.09676)
					(0.0010)		(0.2590)				(0.0265)		(0.9953)
	동 네 무질서						-0.03676						-0.2299	***
							(0.03560)						(0.04483)
							(0.3021)						(<.0001)
인구 사회학적 변수	성별 (남=1)						0.1422	***					-0.00986
							(0.04143)						(0.05153)
							(0.0006)						(0.8483)
	연령						-0.00609	***					0.005670	**
							(0.002058)						(0.002576)
							(0.0032)						(0.0280)
	교육수준						0.09365	***					0.008445
							(0.02587)						(0.03239)
							(0.0003)						(0.7944)
	소득						0.000111						0.000269	*
							(0.000122)						(0.000156)
							(0.3636)						(0.0853)
	건강상태						0.06819	***					0.04247
							(0.02295)						(0.02846)
							(0.0031)						(0.1361)
참여정도							0.05156	***					0.05718	***
							(0.01673)						(0.02073)
							(0.0021)						(0.0060)
상수			3.6785	***	3.7678	***	3.3373	***	3.1479	***	3.2359	***	3.1803	***
동네수준 오차분산			0.02025	**	0.006165		0.003919		0.03622	**	0.02461	**	0.01986	**
			(0.009791)		(0.004976)		(0.003960)		(0.01678)		(0.01292)		(0.01104)
			(0.0193)		(0.1077)		(0.1612)		(0.0155)		(0.0284)		(0.0360)
개인수준 오차분산			0.3148	***	0.3151	***	0.2876	***	0.4690	***	0.4689	***	0.4389	***
			(0.01572)		(0.01575)		(0.01444)		(0.02342)		(0.02342)		(0.02201)
			(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)

*P < .1, **P < .05, ***P < .01

□모형 2□는 설명변수로서 동네수준의 변수인 빈곤동네 여부를 포함시킨 것이다. 빈곤동네 여부의 회귀계수가 매우 유의미하다는 점 또는 동네수준분산이 □모형 1□에서는 통계적으로 유의미했으나 □모형 2□에서는 통계적으로 유의미하지 않게 나타난 점으로 미루어 빈곤동네 여부가 동네간의 차이를 잘 설명하고 있음을 알 수 있다. 빈곤동네와 관련된 회귀계수가 부의 방향임을 고려할 때, 빈곤동네일수록 자기효능감이 낮게 나타나는 경향을 보여주고 있다.

□모형 3□은 빈곤동네 여부 이외에 개인의 인구사회학적 변수 및 동네조직의 참여정도, 그리고 동네환경변수로서 동네무질서에 대한 인식을 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이 개인변수들을 포함시켰을 때, 빈곤동네여부는 더 이상 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 이는 동네 간의 자기효능감의 차이가 동네를 구성하고 있는 구성원의 개인적 특성에 의해 상당부분 설명됨을 보여주는 것이라 할 수 있다. 본 연구의 초점이 되고 있는 시민참여의 정도와 관련해서는 통계적으로 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나고 있다(p<0.0021). 회귀계수의 부호가 정의 방향임을 고려할 때, 참여의 정도가 높을수록 자기효능감도 높아진다는 것을 알 수 있다. 한편 인구사회적 변수와 관련해서는 성별, 연령, 교육, 건강상태 등이 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 회귀계수의 부호에 따르면, 남자일수록, 연령이 적을수록, 교육수준이 높을수록, 건강상태가 좋을수록 자기효능감이 높다는 것을 알 수 있다.

한편, 동네조직에 대한 참여정도가 집합적 효능감에 미치는 영향을 살펴볼 때, 우선 기본모형의 결과에 따르면 동네수준분산이 통계적으로 유의미하게 나타나 동네 간에 집합적 효능감에 있어 유의미한 차이가 있음을 보여주고 있다. 집합적 효능감과 관련된 □모형 2□는 설명변수로서 빈곤동네 여부만을 포함시킨 것이다. 결과에서 동네수준분산이 감소하고 빈곤동네 여부가 통계적으로 유의미하게 나타난 것은 빈곤동에 여부가 동네간의 집합적 효능감의 차이를 어느 정도 설명하고 있음을 시사한다. 하지만 여전히 동네수준분산이 통계적으로 유의미하다는 것은 동네간의 차이를 빈곤동네 여부가 모두 설명하고 있지 못함을 보여주는 것이다. □모형 3□은 □모형 2□에 설명변수로서 인구사회학적 변수 및 동네조직 참여정도, 그리고 동네환경관련 변수로서 동네무질서를 포함시킨 것이다. 결과적으로 동네조직 참여정도는 집합적 효능감에도 통계적으로 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 동네조직에 대한 참여정도가 높을수록 집합적 효능감도 높아짐을 알 수 있다. 한편, 개인의 인구사회학적 변수로는 연령, 소득, 그리고 동네환경관련 변수로서 동네무질서가 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀계수의 방향을 고려할 때, 연령이 높을수록, 월평균소득이 높을수록, 그리고 무질서를 적게 인식할수록 집합적 효능감이 높은 것을 알 수 있다.

IV. 분석결과의 논의 및 시사점

지금까지 기존의 다양한 형태의 동네 주민조직과 관련하여 어떤 요인들이 주민참여여부 및 참여정도에 영향을 미치는가를 파악하고, 또한 동네조직에 대한 참여가 개인에게는 어떠한 심리적 영향을 미치는가를 자기효능감과 집합적 효능감을 중심으로 살펴보았다. 우선 참여여부와 관련해서는 성별, 연령, 교육수준 및 주거형태, 그리고 일상적·사회적 유대가 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 건강상태, 결혼상태, 주택소유여부, 빈곤동네거주여부, 동네무질서도 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 이웃과의 유대변수들을 동시에 고려했을 때, 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

참여정도와 관련해서는 인구사회학적 변수로서 성별, 연령, 교육수준, 건강상태가 통계적으로 일관성 있게 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 주거관련 변수로는 주거기간이 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 좀더 구체적으로는 여성일수록, 연령이 높을수록, 교육수준이 높을수록, 주거기간이 길어질수록 동네조직의 참여정도가 높은 것으로 나타났다. 반면, 이웃과의 유대변수들을 고려했을 때, 주거형태로서 아파트에 사는 경우 동네조직에 참여하는 정도가 높은 것으로 나타났고, 이웃과의 일상적·사회적 유대 모두 동네조직 참여정도에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 동네환경변수로서 빈곤동네여부와 동네무질서는 모든 변수들을 포함시켰을 때, 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 특히 빈곤동네의 경우 동네조직에 대한 참여정도가 낮게 나타났지만, 이러한 차이는 개인의 인구사회학적 변수에 의해 설명됨으로써 동네의 사회경제적 환경에 의한 동네효과는 없는 것으로 나타났다.

한편 동네조직 참여정도와 자기·집합적 효능감과의 관계를 살펴보았을 때, 참여정도는 두 효능감 모두 통계적으로 매우 유의미한 관계가 있는 것으로 나타났다. 즉, 동네조직에 대한 참여정도가 높아질수록 자기효능감 및 집합적 효능감이 높아지는 것을 통계결과는 보여주고 있다. 한편, 빈곤동네의 경우 자기효능감 및 집합적 효능감이 그렇지 않은 동네보다 낮게 나타난 반면, 이러한 차이는 개인간의 차이에 의해 설명되어짐을 통계결과는 보여주고 있다. 한 가지 주목할 것은 동네환경 변수로서 동네무질서가 집합적 효능감에 미치는 영향으로서, 통계결과에 따르면 동네무질서를 좀더 많이 인식하면 할수록 집합적 효능감이 낮아짐을 알 수 있다.

이상의 분석결과에 기초하여 몇 가지 시사점을 제시하면 다음과 같다. 첫째, 동네조직의 참여가 주민의 자기효능감·집합적 효능감과 밀접한 관계가 있음을 볼 때, 동네수준에서의 주민의 조직화를 활성화할 필요가 있다. 이와 관련하여 최근 읍·면·동 기능전환에 따른 유휴공간의 활용이라는 목적에서 도입된 주민자치센터와 같은 제도를 문화기능·편의기능만을 수행하는 것이 아닌 동네문제를 해결하기 위한 실질적인 권한을 행사하면서 자치공동체의식을 기르는 중요한 실험조직으로 발전시킬 필요가 있다. 이를 위해서는 동네수준까지의 분권화까지도 과감히 고려되어야 하며, 주민조직이 관의 동원대상이 아닌 지역사회문제 해결의 진정한 주체로서 주민들의 비판적 의식을 고양시키고, 지역사회에 대한 관심을 갖는 교육의 장이 되도록 실질적인 여건을 만들어주는 것이 중요하다. 이를 위해 정부는 무엇보다도 과거 지역주민에 대한 수호자적 태도(guardianship) 또는 가부장적 태도(paternalism) 를 버리고 지역사회 주민조직화를 위한 촉진자(facilitator), 촉매자(catalyst), 협력자, 조정자로서의 자신의 역할이 무엇인지 곰곰이 생각해 보아야 할 것이다.

둘째, 지역사회발전과 문제해결을 위해 여성참여를 충분히 활용할 필요가 있다. 통계결과에서도 보여주듯이 여성들이 동네조직에 대한 참여 여부 및 정도에 있어 남성보다 월등히 높게 나타난다. 이러한 높은 참여율에도 불구하고, 정작 주민자치위원회와 같은 상대적으로 높은 권한을 가지고 동네문제에 영향을 미칠 수 있는 제도적 장치에 대한 여성참여율은 무척 낮은 것이 사실이다. 여성들이 단순히 여가시간의 활용차원에서의 참여가 아닌 동네문제에 좀더 깊은 관심을 갖고 적극적인 역할을 수행하며, 스스로 리더십을 발견하고 발휘하도록 하기 위해서는 동네문제를 심의하고 의사결정을 내릴 수 있는 기구들에 대한 여성참여가 제고되어야 할 것이다. 이를 위하여 여성할당제를 통해 주민자치위원회와 같은 동네조직의 여성대표성을 높이는 것도 한 방법이 될 것이다.

셋째, 거주기간이 동네조직 참여정도에 중요한 영향을 미치는 것을 볼 때. 한 장소에 오래 주거할 수 있는 환경이 지역사회형성이나 발전을 위해 무척 중요하다는 것을 시사한다. 이 점을 고려할 때 우리 사회의 극심한 주거 불안정성(residential instability)은 동네 주민의 조직화를 위협하는 중요한 요소가 된다. 지역사회 주민의 자발적인 협력을 통한 문제해결의 여건을 조성하기 위해서는 정부나 자치단체차원의 다양한 주거안정대책이 꾸준히 실험되어져야 할 것이다.

넷째, 일반적으로 주거공간으로서 아파트는 조밀한 인구밀도로 경쟁과 이기주의를 심화시키고, 공동체 형성 측면에서 많은 부정적 요소를 내포하고 있는 것으로 인식된다. 하지만 아파트와 같은 도시지역의 주거형태는 주거시설의 집단화를 통해 지역성을 확보할 수 있고, 주거공간의 근접성으로 인한 상호접촉의 기회가 상대적으로 높으며, 공동의 이해관계를 발견하기 쉬울뿐더러, 대개의 경우 거주집단이 경제·사회·문화적으로 동질적이라는 특징을 가지고 있다(최병두, 2000). 문제는 단지 그러한 공동체 형성의 조건들이 활성화되지 않았다는데 있다. 본 연구의 결과에서처럼 아파트에 사는 경우 동네조직에 대한 참여정도가 높게 타나난 점은 앞으로 아파트라는 주거공간이 개인의 자유로운 생활을 영위하는데 기여할 뿐만 아니라, 주민의 조직화 노력 여하에 따라서는 주민참여를 통한 제3방식의 지역사회문제 해결이나 새로운 도시공동체 문화형성을 위한 중요한 정책실험의 단위가 될 수 있음을 시사하는 것이다.

다섯째, 본 연구는 동네조직에 대한 참여는 동네주민들 간의 사이의 일상적 교류나 친밀한 관계에 의해 크게 영향 받는다는 것을 시사한다. 이웃과의 꾸미지 않은 일상적인 접촉을 통한 느슨한 유대의 발전과 유지를 위해서는 동네를 단위로 한 문화적·오락적 행사나 프로그램의 마련을 통해 주민들 사이의 접촉의 기회를 늘리는 것도 한 방법이 될 것이다. 더불어 주거시설의 설계와 관련해서 주민들이 함께 공유할 수 있는 물리적 공간(public space)의 마련에도 많은 주의를 기울여야 할 것이다.

여섯째, 동네무질서와 집합적 효능감과의 관계를 고려할 때, 동네무질서를 바로 잡는 노력을 기울여야 할 것이다. 동네무질서를 바로 잡는 노력은 주민 개개인의 집합적 효능감을 증가시키고, 그러한 효능감을 바탕으로 주민들이 동네생활에 좀더 적극적으로 참여하게 되며, 그 결과로 사회의 비공식적 통제도 가능하게 됨으로써 많은 사회문제를 해결할 수 있다. 무질서를 줄이려는 노력과 관련하여 사회적 무질서의 경우 인간의 행태와 관련되기 때문에 상대적으로 장기적인 노력이 필요하다고 판단된다. 하지만 동네의 물리적 무질서를 바로 잡는 것은 깨진 창문을 고치고, 낙서를 지우며, 버려진 자동차를 제거하는 것과 같이 동네주민과 공공기관의 작은 관심과 협력으로도 달성될 수 있다. 주민들이 함께 자신이 살고 있는 동네의 물리적 환경이나 조건을 변화시키는 것과 같이 가시적이고 구체적인 결과를 달성해 가는 과정을 통해 공동체의식을 함양하고, 주민들의 역량을 하나로 모아가면서 지역사회조직을 꾸려나가는 것이야말로 주민의 집합적 효능감 뿐만 아니라 동네주민의 참여에 기초한 제3방식의 문제해결역량을 제고할 수 있는 중요한 전략이 될 수 있을 것이다.

본 연구는 우리사회에서 찾아볼 수 없는 동네조직의 참여요인 및 참여의 효과를 경험적으로 보여주었다는데 의의가 있다. 이러한 공헌에도 불구하고 몇 가지 보완해야할 과제를 안고 있다. 첫째, 실제 동네에는 다양한 성격의 조직이 서로 다른 분야에 존재할 수 있다. 이러한 조직들을 단순히 동네조직이라는 이름 아래 같은 부류로 분류했을 때, 풀뿌리 조직화 및 민주주의를 위한 중요한 정보들이 간과될 수 있다. 앞으로 어떤 성격의 주민조직이 얼마나 존재하고 그들이 지역사회발전에 있어서 어떠한 역할을 하는가에 대한 경험적 연구를 병행함으로써 다양한 맥락에서의 동네조직에 대한 주민참여의 원인과 결과를 밝혀낼 필요가 있다.

둘째, 본 연구는 동네조직 참여의 영향요인과 관련하여 누가 참여하는가에 우선적인 초점을 두었다. 이러한 연구와는 별도로 왜 시민들이 동네조직에 참여하는가에 대한 연구의 중요성도 간과할 수 없다. 지역사회 조직의 참여를 위해 연령, 성별, 사회경제적 지위를 바꿀 수 있는 가능성은 거의 없다는 면에서 인구사회학적 변수들은 참여 제고를 위한 실질적인 정책개입방안을 제시하기 어렵다. 오히려 참여하는 사람들의 동기와 그들이 참여를 통해 얻는 혜택에 관한 연구를 통해 왜 사람들이 조직에 가입하고, 무엇이 그들로 하여금 조직목적을 위해 시간과 에너지를 헌신하도록 조장하는가를 이해할 필요가 있다. 이러한 이해를 전제로 하여 주민이 갖는 참여에의 기대 또는 개인적 역량 또는 기술의 변화를 모색하고 참여를 유도하는 것이 주민참여 제고를 위한 좀더 효과적인 방법이 될 수 있을 것이다.

셋째, 본 연구는 대전광역시의 동네를 대상으로 했기 때문에 연구결과를 우리나라 전체로 확대해석하는 데는 무리가 있다고 판단된다. 앞으로 본 연구의 결과가 외적 타당성을 갖기 위해서는 좀더 폭넓은 지역에 대한 연구를 통해 충분히 검토·보완되어야 할 것이다.

참 고 문 헌

강상진. (1995). 다층통계모형의 방법론적 특성과 활용방법. 「교육평가연구」. 8(2): 63-94.

김남선. (2000). 지역사회개발전략과 비정부조직(NGO). 「지역사회개발학술지」. 10: 7-43.

김두섭. (1994). 「사회과학을 위한 회귀분석」. 서울: 법문사.

성웅현. (1999). 「SAS 경영통계」. 서울: 무역경영사.

안성호·곽현근. (2003). 읍·면·동 기능전환정책 비판: 동네민주화의 논거·사례·개혁방향. 「한국사회와 행정연구」. 14(2): 177-206.

이영환. (1998). 지역사회 주민조직에 관한 이론연구. 「지역사회개발연구」. 23(2): 7-24.

전경구. (1998). 주민참여형 근린개발과 도시근린공동체. 「지역사회개발연구」. 23(2): 103-128.

정지웅·임상복. (1999). 「지역사회개발학」. 서울대학교출판부.

조순제. (2000). 지방자치와 주민참여: 근린조직의 활성화를 중심으로. 「한국정치학회 민선자치2주년 기념 학술 심포지엄」. 203-221.

최병두. (2000). 공동체 이론의 전개과정과 도시 공동체운동. 「도시연구」. 6: 32-50.

한상일. (2003). 미국 근린참여제도의 유형별 분석과 한국의 주민참여에 대한 함의. 「한국행정학보」. 37(3): 159-180.

Bandura, A. (1986). Social Foundations of Thought and Action. Englewood Cliffs. N.J.: Prentice-Hall.

. (1997). Self-efficacy: The Exercise of Control. New York: W. H. Freeman and Company.

Berger, P. L. & Neuhaus, R. J. (1990). To Empower People: The Role of Mediating Structure in Public Policy. in Gies, D. L., Ott, J. S. & Shafritz, J. M. (eds.). The Nonprofit Organization, 12-23. CA: Brooks/Cole Publishing Co.

Berkowitz, B. (2000). Community and Neighborhood Organization. In Rappaport, J. &  Seidman, E. (eds.). Handbook of Community Psychology. 331-357. New York: Kluwer Academic.

Berry, J. M., Portney, K. E. & Thompson, K. (1993). The Rebirth of Urban Democracy. Washington, D.C.: The Brookings Institution.

Boardman, J. D. & Robert, S. A. (2000). Neighborhood Socioeconomic Status and Perceptions of Self-Efficacy. Sociological Perspectives. 43(1): 117-136.

Byrk, A. S. & Raudenbush, S. W. (1992). Hierarchical Linear Models. London: Sage Publications.

Chaskin, R. J. (1997). Perspectives on Neighborhood and Community: A Review of the Literature. Social Service Review. 71(4): 527-548.

Davies, W. K. & Herbert, D. T. (1993). Communities within Cities: An Urban Social Geography. London: Belhaven Press.

Duncan, T. E., Duncan, S. C., Okut, H., Strycker, L. A. & Hix-Small, H. H. (2003). A Multilevel Contextual Model of Neighborhood Collective Efficacy. American Journal of Community Psychology. 32(3/4): 245-252.

Forrest, R. & Kerns, A. (2001). Social Cohesion, Social Capital and the Neighborhood. Urban Studies. 38(12): 2125-2143.

Gujarati, D. (1992). Essentials of Econometrics. New York: McGraw-Hill. Inc.

Healey, P. (1998). Institutional Theory, Social Exclusion and Governance. in Social Exclusion in European Cities. Edited by A. Madanipour, G. Cars, and J. Allen. London: Jassica Kingsley Publishers.

Itzhasky, H., & York, A. S. (2000). Empowerment and Community Participation: Does Gender Make a Difference? Social Work Research. 24(4): 225-234.

Jencks, C., & Mayer, S. E. (1990). The Social Consequences of Growing Up in a Poor Neighborhood. in L. Lynn and M. McGeary(eds.). Inner City Poverty. 111-185. Washington. D. C.: National Academy Press.

Lowndes, V. (2004). Getting On or Getting By? Women, Social Capital and Political Participation. BJPIR. 6: 45-64.

Mattessich, P. & Monsey, B. (1997). Community Building: What Makes It Work. Saint Paul, MN: Publishing Center, Amherst H. Wilder Foundation.

Norris, P. & Inglehart, R. (2003). Gendering Social Capital: Bowling in Women's Leagues? Presented in the Conference on Gender and Social Capital, St. John's College, University of Manitoba. 2-3 May. 2003.

Oropesa, R. S. (1992). Social Structure, Social Solidarity and Involvement in Neighborhood Improvement Associations. Sociological Inquiry. 62(1): 107-118.

Perkins, D. D. (1995). Speaking Truth to Power: Empowerment Ideology as Social Intervention and Policy. American Journal of Community Psychology. 23(5): 765-794.

Perkins, D. D., Brown, B. B. & Taylor, R. B. (1996). The Ecology of Empowerment: Predicting Participation in Community Organizations. Journal of Social Issues. 52(1): 85-110.

Perkins, D. D., Florin, R., Rich, R. C., Wandersman, A. & Chavis, D. M. (1990). Participation and the Social and Physical Environment of Residential Blocks: Crime and Community Context. American Journal of Community Psychology. 18(1): 83-115.

Perkins, D. D., Meeks, J. W. & Taylor, R. B. (1992). The Physical Environment of Street Blocks and Resident Perceptions of Crime and Disorder: Implications for Theory and Measurement. Journal of Environmental Psychology. 12: 21-34.

Perkins, D. D. & Taylor, R. B. (1996). Ecological Assessments of Community Disorder: Their Relationship to Fear of Crime and Theoretical Implications. American Journal of Community Psychology. 24(1): 63-107.

Rappaport, J. (1984). Studies in Empowerment: Introduction to the Issue. In J. Rappaport & R. Hess(eds.), Studies in Empowerment: Step Toward Understanding and Action. 1-7. New York: The Haworth Press.

Rich, R. C. Edelstein, M. Hallman, W. K., & Wandersman, A. (1995). Citizen Participation and Empowerment: The Local Environmental Hazards. American Journal of Community Psychology. 23(5): 657-676.

Ross, C. E. & Mirowsky, J. (1999). Disorder and Decay: The Concept and Measurement of Perceived Neighborhood Disorder. Urban Affairs Review. 34(3): 412-432.

. (2001). Neighborhood Disadvantage, Disorder, and Health. Journal of Health and Social Behavior. 42: 258-276.

Rotter, J. B. (1975). Some Problems and Misconceptions Related the Construct of Internal versus External Control of Reinforcement. Journal of Consulting and Clinical Psychology. 43: 56-67.

Rydin, Y., and Pennington, M. (2000). Public Participation and Local Environmental Planning: the Collective Action Problem and the Potential of Social Capital. Local Environment. 5(2): 153-169.

Saegert, S. & Winkel, G. (1996). Paths to Community Empowerment: Organizing at Home. American Journal of Community Psychology. 24(4): 517-559.

Sampson, R. J., Raudenbush, S. & Earls, F. (1997). Neighborhoods and Violent Crime: A Multilevel Study of Collective Efficacy. Science. 227: 918-924.

Schimitter, P. C. (1997). Civil Society East and West. in L Dimond, M. F. Platter, Y. Chu, and H. Tien(eds), Consolidating Third Wave Democracies: Themes and Perspectives. Baltimore: Johns Hopkins University Press.

Skogan, W. G. (1990). Disorder and Decline: Crime and the Sprial of Decay in American Neighborhoods. New York: Free Press.

Snijders, T. & Bosker, R. (2002). Multilevel Analysis: An Introduction to Basic and Advanced Multilevel Modeling. London: Sage Publications.

Speer, P. H. & Hughes, J. (1995). Community Organizing: An Ecological Route to Empwerment and Power. American Journal of Community Psychology. 23(5): 729-748.

Sundeen, R. A. (1988). Explaining Participation in Coproduction: A Study of Volunteers. Social Science Quarterly. 69: 547-568.

Verba, S., Schlozman, K. L., Brady, H. & Nie, N. H. (1993). Citizen Activity: Who Particpates? What Do They Say? American Political Science Review. 87: 303-315.

Wandersman, A. and Florin, P. (2000). Citizen Participation and Community Organizations. In J. Rappaport & E. Seidman (eds.). Handbook of Community Psychology. 247-272.  New York: Kluwer Academic.

Wandersman, A., Florin, P., Firedman, R., & Meier, R. (1987). Who Participates, Who Does Not, and Why? An Analysis of Voluntary Neighborhood Organizations in the United States and Israel. Sociological Forum. 2: 534-555.

Woldoff, R. A. (2002). The Effects of Local Stressors on Neighborhood Attachment. Social Forces. 81(1): 87-116.

Zimmerman, M. A. (2000). Empowerment Theory. In J. Rappaport & E. Seidman(eds.). Handbook of Community Psychology. 43-63.  New York: Kluwer Academic.

Zimmerman, M. A. & Rappaprt, J. (1988). Citizen Participation, Perceived Control, and Psychological Empowerment. American Journal of Community Psychology. 16(6): 725-750.

곽현근(郭賢根): 미국 오하이오주립대학교에서 행정학 박사학위(논문: Lessons for the Design of Interconnection Pricing Policy in the Telecommunications Industry: A Policy Learning Approach)를 취득하고, 현재 대전대학교 행정학부 부교수로 재직하고 있다. 관심분야는 사회자본, 지역사회형성, 규제정책 등이며 저서와 논문으로는 「시민사회와 행정」(공저, 2002), □자기효능감에 미치는 동네효과에 대한 탐색적 연구□(2004), □동네관련 사회자본의 영향요인에 관한 연구□(2003) 등이 있다.

<Email: hkkwak@dju.ac.kr/논문접수일: 2005.1.17/심사완료일: 20056.2.18>