지역사회 사회자본에 미치는 동네효과에 관한 연구*

｢지방정부연구｣  제11권 제4호(2007 겨울) : 59～86

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A Study on the Neighborhood Effect

on Community Social Capital

곽 현 근

* 이 논문은 2005년도 정부(교육인적자원부)의 재원으로 한국학술진흥재단의 지원을 받아 수행된 연구임

(KRF-2005-079-BS0082).

본 연구의 목적은 일정한 동네에 빈곤층이 모여 사는 사회경제적 환경이 사회자본형성에 미치는 동네효과를 경험적으로 파악해보는 것이다. 사회자본은 지역사회 심리학적 관점에서 지역공동체의식, 이웃과의 유대, 집합적 효능감, 그리고 지역사회주민조직 참여의 네 가지 차원으로 나누어 접근하였다. 실증분석을 위해서는 대전광역시에 위치한 52개 동네를 선정하고, 주민 3,204명의 설문응답 결과에 위계적 선형모형을 적용하였다. 분석결과는 지역공동체의식과 관련하여 개인수준의 변수를 통제한 이후에도 국민기초생활수급자 가구 비율에 기초한 동네의 사회경제적 지위가 영향을 미치는 것으로 나타나, 동네효과가 존재함을 보여주고 있다. 개인수준의 설명변수로서는 성별, 연령, 그리고 주택소유여부 및 주거기간이 비교적 일관성 있게 사회자본에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 결론으로 실증분석결과의 시사점 및 앞으로의 연구방향을 제시하였다.

주제어 : 사회자본, 지역사회, 동네효과

I. 서  론

시장․정부실패의 경험과 함께 거버넌스의 새로운 축으로 강조되고 있는 것이 시민사회이다. 이러한 시민사회를 구성하는 중요한 영역이 바로 지역사회(local community)이다. 지역사회란 ‘지리적으로 한정된 지역 안에 살면서, 상호간에 그리고 자신들이 살고 있는 장소에 대하여 사회적이고 심리적인 유대를 가지고 있는 사람들’로 정의된다(Mattessich & Monsey, 1997; 정지웅․임상봉, 1999). 최근 서구 선진국의 지역사회형성(community building), 동네재생(neighborhood regeneration), 일본의 마치추쿠리(まちつ"くり)에서 보여주듯이, 지역사회에 기초한 사회문제해결을 지향하는 운동이 증가하고 있다. 이처럼 복지, 보건, 환경, 치안 등 다양한 분야에서의 지역사회에 대한 강조와 맞물려 주목을 받고 있는 개념이 사회자본(social capital)이다.

실제 각종 사회문제를 해결하는 수단으로서 지역사회를 활용한다는 것은 바로 지리적으로 일정한 공간을 공유하는 사람들 사이의 관계와 네트워크와 같은 사회적 자원을 동원하는 것을 의미한다. 이러한 사회적 자원이 곧 사회자본이다. 일반적으로 사회자본은 신뢰, 네트워크, 상호호혜의 규범 등과 같이 행위자들 사이의 관계에 내재해 있고, 협력적인 활동을 조장하기 위하여 우리가 의존하는 특별한 형태의 자원으로 간주된다. 사회자본의 존재는 사회적 의무감 또는 사회의 기대를 고려하지 않고 사익만을 추구하는 이기적이고 자기중심적인 개인을 공동이익과 공동선을 지향하는 시민공동체의 구성원으로 탈바꿈시키는 것으로 알려져 있다. 이처럼 시장실패의 중요한 이론적 배경으로서 정부개입의 빌미를 제공해왔던 집단행동의 딜레마(collective action dilemma)와 공유자원(common pool resources)문제를 시민 스스로 해결하는데 사회자본이 기여한다는 면에서 사회자본은 시민사회의 역량을 대표하는 중요한 개념이 되고 있다.

사회자본을 중요한 특징으로 하는 지역사회를 구성하는 최소의 단위가 바로 동네(neighborhood)이다. 현대사회에서의 동네는 사회적․공간적으로 통합된 게마인샤프트적 성격은 상실했다하더라도, 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 생활의 장소로서 여전히 유용한 초점을 제공해준다(Healey, 1998; Forrest & Kerns, 2001).

우리나라에서 수행된 연구들은 ‘neighborhood’를 주로 ‘근린주구’ 또는 ‘근린지역’으로 번역해서 사용하고 있다. 이러한 관행에도 불구하고, ‘동네’라는 용어가 우리 일상생활에 경험적으로 좀 더 가깝게 느껴질 뿐만 아니라, 순수한 우리말 개념이라는 차원에서 본 연구 전반에 걸쳐 일관성 있게 사용하고자 한다.

더불어 동네는 실용적 차원에서 장소에 기반을 둔 정책의 기본단위 또는 ‘집합적 행위자 형성’(collective actor formation)을 위한 중요한 사회공간적 환경으로 인식된다(Cars et al., 2004). 구체적으로 최근 서구 선진국에서 추진되고 있는 ‘동네재생’ 또는 ‘도시재생’(urban regeneration), ‘동네관리’(neighborhood management), ‘동네의회’(neighborhood council) 등에서 보여주는 바와 같이, 동네는 민간부문과 정부부문의 파트너십을 강조하면서, 중앙 및 지방정부가 추진하는 주요 지역사회 프로그램의 공간적 단위가 되고 있다. 또한 동네는 보다 높은 시민참여 및 책임(accountability)의 가능성을 지방정부에 제공하면서, ‘민주적 혁신’(democratic renewal)을 불러올 수 있는 기반으로서, 그리고 지방정부체계의 총체적 재조직화 노력의 중요한 구성요소로서 각종 정책 및 제도 실험의 중심에 놓여 있다(Stoker, 2005; Lowndes & Sullivan, 2006).

동네를 중심으로 한 제도․정책실험의 우선적 초점이 되고 있는 것이 바로 빈곤동네이다. 영국의 ‘동네재생’(Neighbourhood Renewal)이 그 대표적인 예이다. 영국정부는 2001년부터  ‘10년에서 20년 이내에 어느 누구도 자신이 살고 있는 장소 때문에 심각하게 불이익을 받지 않도록 한다’라는 비전을 가지고, ‘동네재생을 위한 국가전략실천계획’(National Strategy Action Plan for Neighbourhood Renewal)을 마련하였다. 현재 88개의 최빈곤동네를 선정하여 사회적 배제 극복을 위한 동네수준의 다양한 사업을 추진하고 있다. 영국 등 선진국에서 진행되는 동네차원의 사회적 배제를 극복하기위한 많은 노력의 핵심에는 서비스간의 조정 및 통합을 통한 종합적 접근(joined-up approach)뿐만 아니라, 바로 지역사회 구성원들의 사회자본 형성이 중요한 전략으로 포함되어 있다(Kerns, 2004; SEU, 2001).

본 연구가 중점을 두고자 하는 것은 사회적 배제의 중요한 초점으로서 빈곤층의 특정동네를 중심으로 한 공간적 집중이 사회자본과 관련하여 어떤 부정적 효과를 발생시키는가를 알아보는 것이다. 최근 동네의 사회경제적 환경이 개인의 심리적 특성 및 인간행동에 크게 영향을 미칠 수 있다는 가설과 함께 많은 실증적 연구들이 수행되어지고 있다. 이러한 연구들은 빈곤이나 실업의 공간적 집중에 초점을 두고, 그러한 환경이 정치적 효능감, 직업기대, 아동발달, 지역주민의 건강 등에 어떻게 영향을 미치는가를 파악하고 있다(Cohen & Dawson, 1993; Brooks-Gunn et al., 1993; Robert 1999; Sampson et al., 1997). 이처럼 빈곤이 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. 즉, 사회경제적 지위가 낮은 계층 집단이 집합적으로 거주하면서 형성한 동네환경이 주민들의 개인적 행태나 삶의 질과 관련하여 부정적인 효과를 강화하게 된다는 것이다.

본 연구는 최근 지역사회 빈곤퇴치의 중요한 전략이 사회자본의 형성이라는 면에 주목하고, 빈곤층이 일정한 동네에 모여 사는 것이 사회자본형성에 어떤 영향을 미치는가를 경험적으로 파악해봄으로써 사회자본과 빈곤문제와의 관계를 새로운 각도에서 조명해보고자 한다. 이를 위하여 본 연구에서는 개인수준의 종속변수와 개인 및 집단수준의 설명변수를 동시에 고려하여 분석을 수행하는 ‘위계적 선형모형’(hierarchical linear model)을 적용하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 동네의 개념과 성격

동네란 생태적 관점에서 보면 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).

본 연구의 분석수준으로서 동네에 초점을 두는 이유는 다음과 같다(Chaskin, 1997). 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 용이한 접근가능성 때문에 동네 수준에서 가장 쉽게 실천되어질 수 있다. 사회자본이 자발적인 결사체의 참여를 통해 신뢰 및 상호호혜의 규범을 만들어내고, 궁극적으로 시민참여의 역량을 형성하는 것이라면 시민행동의 가장 자연스럽고 기초적인 단위라고 할 수 있는 동네 수준의 사회자본에 대해 우선적인 관심을 가질 필요가 있다.

둘째, 지역사회 조직에 대한 시민참여의 수요측면에서도 동네의 규모는 매우 중요하다(Rydin & Pennington, 2000). 집단행동의 딜레마 상황에서 나타나는 무임승차행위를 모니터링하고 제재할 수 있는 가능성은 광역에 비해 작은 규모의 공간적 단위에서 높아지게 된다. 따라서 자발적인 주민참여는 이론적으로 동네와 같은 작은 단위가 유리하다. 더불어 개인들은 자신의 참여의 결과가 가시적으로 나타날 경우 좀 더 적극적으로 참여하는 경향이 있다. 결과적으로 동네문제와 같이 구체적이고 직접적인 쟁점을 중심으로 참여를 유도하는 것이 참여 제고의 중요한 전략이 될 수 있다.

셋째, 과거 빈곤문제 등 지역사회문제를 해결하기 위해 시도되었던 원자화되고 범주화된 접근은 욕구 또는 문제들 사이의 상호 관계와 개인이나 가족의 구체적인 상황을 고려하지 못했다는 비판을 면하지 못하고 있다. 이러한 맥락에서 동네는 개인과 가족의 욕구 및 처한 상황들이 분명하게 함께 모아지는 중요한 장소로서, 서비스간의 조정 및 통합을 통한 종합적인 서비스를 실현할 수 있는 실용적 차원에서의 중요한 공간적 단위가 될 수 있다. 비슷한 맥락에서 사회자본에 대한 새로운 관심은 과거 지역사회문제를 해결하기 위한 수단으로서 물리적․인적 자본에 대한 투자와 개발만이 강조되었던 것에 대한 반성에 근거한다. 물리적․인적 자원이 보다 효과적으로 지역사회문제 해결에 기여하기 위해서는 사회자본 구축이 필요하다는 종합적 인식과 더불어 그러한 종합적 접근이 실험될 수 있는 가장 중요한 생활공간이 바로 동네인 것이다.

넷째, 동네는 제한된 지리적 공간에서 다양한 자원들이 집약적으로 사용됨으로써 시너지 효과를 가져다 줄 수 있는 적절한 규모를 제공한다. 또한 동네 규모는 지역사회 문제해결과 관련하여 대상 집단의 상황에 대한 정보 접근을 용이하게 하며, 대상 집단의 환경변화 및 새로운 정책 또는 제도의 효과를 평가하기에 유용한 규모를 제공한다. 이러한 맥락에서 최근 많은 선진국에서는 빈곤, 범죄, 실업 등과 같은 지역사회문제를 해결하기 위하여 동네를 단위로 주민의 참여를 조장하고, 역량강화를 지원하는 사업들이 실험되고 있다. 지역사회문제를 사회자본의 구축을 통해 해결하려는 이러한 실험들의 효과적인 수행 및 모니터링, 그리고 평가를 위해서도 동네는 적절한 규모를 제공한다.

분석단위 또는 수준으로서의 동네의 중요성에도 불구하고, 분석적 차원에서 과연 ‘동네를 어떻게 정의할 것이냐’의 문제에 대해서는 다양한 접근이 가능하다. Suttles(1972)에 따르면, 동네는 첫째, 가장 작은 규모로서 어린이들이 부모의 감시 없이 놀이가 허락되어질 수 있는 크기의 구역(block face), 둘째, 다른 지역과 대조됨으로써 주민들이 정체성을 갖게 되는 최소한의 지역을 의미하는 ‘방어적 동네’(defended neighborhood), 셋째, 개인의 참여가 선택적이고 자발적인 지방정부기관의 관할 구역에 해당하는 ‘유한책임의 지역사회’(community of limited liability), 넷째, 시 전체를 포괄하는 광역적 규모의 ‘확장된 유한책임의 지역사회’(extended community of limited liability)로 구분될 수 있다. 이러한 동네의 다양한 성격과 차원으로 인하여 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 근거해야 할 필요가 있다(Chaskin, 1997).

본 연구와 관련해서는 평균인구와 평균면적에서 우리나라 행정동이 대다수 선진국의 기초자치단체보다 크다는 점을 감안할 때, 행정동 안에 이질적인 성격의 동네가 다수 존재할 수 있어 동네연구의 단위로는 적합하지 않다고 판단하였다. 결과적으로 본 연구에서는 행정동보다 작은 규모의 동네, 즉 구역 또는 방어적 동네의 규모에 초점을 두고 연구를 진행하였다.

실제 본 연구에서는 행정동 안의 특정 아파트단지를 선정하거나 주택지역의 경우 대전광역시 지리정보시스템(GIS)을 이용하여 다른 지역과는 물리적․사회적․환경적 측면에서 구별되는 소규모의 지역을 선정하고 일정한 블록 내지는 지리적 범위 안에서 조사를 실시함으로써, 행정동보다는 훨씬 작은 지리적 공간의 동네에 초점을 두고자 하였다. 실제 설문조사를 위해서는 동네를 ‘이웃과 교류가 이루어지는 걸어서 5~10분 정도의 거주지 주변의 장소’로 정의를 내리고 조사를 수행하였다.

2. 사회자본의 개념과 구성차원

사회자본 개념의 역사는 매우 오래전으로 거슬러 올라가지만, 상대적으로 최근에 들어서 사회자본과 관련하여 대표적 학자로 분류되는 것은 Bourdieu(1986), Coleman(1990) Putnam(1993) 등이다. 우선 Bourdieu(1986: 246)은 사회자본을 ‘상호간의 지면이나 인식과 같은 어느 정도 제도화된 관계들로 구성된 네트워크의 소유로 인하여 생기는 실제적 또는 잠재적 자원의 총합’으로 정의하고, 사회자본의 목적을 경제적 자본의 확보로 보고 있으며, 분석단위는 계급경쟁 속에 있는 개인들에 초점을 두고 있다. Coleman(1990: 302)의 경우 사회자본을 ‘단일의 실체가 아니라 한 사회구조의 어떤 측면으로 구성되어 있고, 그러한 구조 안에 있는 개인 또는 단체 행위자들(corporate actors)의 어떤 행동들을 촉진시키는 다양한 실체들(entities)’로 보고 있으며, 인적 자본의 확보를 목적으로 하고 분석단위로는 가족과 지역사회 속의 개인들에 초점이 맞추어져 있다(Winter, 2000). Putnam(1993: 167)은 사회자본을 ‘신뢰, 규범 및 네트워크와 같이 조정된 행위를 가능하게 함으로써 사회의 효율성을 증가시킬 수 있는 사회조직의 특징들’로 정의한다.

Coleman이 사회자본과 관련하여 매우 포괄적이고 다양한 사회적 상호작용의 측면을 다루고 있는 반면, Putnam의 경우 수평적 조직에 대한 참여, 신뢰와 상호부조의 일반화된 규범 등과 같이 중요하다고 판단되는 사회적 관계의 몇 가지 측면에만 선택적으로 초점을 맞춤으로서 사회자본의 개념을 보다 쉽게 조작화하고 측정 가능한 것으로 만들었다는 평가를 받고 있다(Stolle, 2000). 이처럼 Putnam이 정치문화 또는 시민문화의 전통 속에서 사회자본을 협의로 해석함으로써 사회자본을 독립변수로 사용하는 것이 가능해졌다(Foley & Edwards, 1999; Jackman & Miller, 1998).  Putnam의 사회자본의 개념이 갖는 또 한 가지 특징은 사회자본을 집단행동의 딜레마를 극복하기 위해 집합체들(collectives)이 가지는 자원들로 언급하고 있다는 것이다. 즉 Bourdieu와 Coleman과 같은 사회학자들은 사회자본을 사회적 네트워크 또는 사회구조의 구성원이 된 덕분으로 행위자들이 이익을 확보할 수 있는 능력으로 보는 반면, Putnam의 경우 사회자본을 지역사회나 국가가 갖는 집합적 자원으로 간주한다.

사회자본에 대한 다양한 개념정의가 보여주듯, 사회자본의 절대적 정의를 내리기에는 사회자본의 차원들과 그들 사이의 관계에 대한 이론적인 작업이 아직까지 충분히 정리되지 못한 상태이다(Australian Bureau of Statistics, 2002). 다만 사회자본은 복잡하고 다차원적인 개념들의 집합이라는 것에 많은 학자들이 동의하고 있다. 따라서 현재 단계에서는 사회자본의 구성차원으로 조작적 정의가 가능하거나 상관관계가 있다고 생각되는 일련의 개념(차원)들을 서로 분리하여 측정하는 방법이 사용되어지고 있다(소진광, 2004; 최영출, 2004; 박희봉․김명환, 2000; Forrest & Kerns, 2001; Narayan & Michael, 2001). 이러한 차원들은 상당부분 중복되기도 하면서 연구목적에 따라 선택적으로 사용되고 있다.

본 연구에서는 최근 지역사회 심리학(community psychology)분야에서 강조되고 있는 사회자본의 구성차원에 우선적인 초점을 두고자 한다. 지역사회 심리학분야에서는 최근 지역공동체의식(sense of community)의 연장선상에서 사회자본에 대한 관심의 폭을 넓혀가고 있다(Perkins & Long, 2002; Manzo & Perkins, 2006). 이 분야의 사회자본에 대한 우선적인 관심은 특히 사회자본의 인지적 또는 문화적 측면에 집중되고 있다. 구체적으로 Perkins & Long(2002)은 개인수준의 사회자본을 이해하기 위하여 2×2 분할표를 통해 사회자본의 차원을 구분하고 있다. 한 축의 기준은 심리적 영역으로서, 인지(cognition) 또는 신뢰(trust)와 사회적 행태(social behavior)를 구분하고 있다. 다른 축은 공식적으로 조직되어있는가와 비공식적 성격을 띠고 있는가를 구분하고 있다. 이러한 두 가지 축에 의해 나누어진 4가지 차원은 <표 1>에 나타난 바와 같이, 인지적 차원으로서 지역공동체의식(sense of community), 집합적 효능감(collective efficacy)을 포함하며, 사회적 행태와 관련해서는 이웃과의 교류(neighboring)와 풀뿌리 주민조직에 대한 시민참여(citizen participation)를 포함한다.

사회자본은 크게 ‘인지적 또는 문화적 사회자본’(cognitive or cultural social capital)과 ‘구조적 사회자본’(structural social capital)으로 나누어 접근할 수 있다(Uphoff, 2000; Foley & Edwards, 1999). 구조적 사회자본은 네트워크뿐만 아니라 역할, 규칙, 절차와 관련이 있으며, 정치적 구조나 제도가 사회자본 형성의 패러미터를 정하는데 중요한 역할을 한다고 본다. 반면 인지적 사회자본은 시민들의 규범, 가치, 믿음과 태도를 말하며, 분석의 초점을 개인에게 두게 된다.

<표 1> 사회자본의 네 가지 차원

	인지/신뢰	사회적 행태
비공식적	지역공동체의식	이웃과의 교류
공식적 조직화	집합적 효능감	주민참여
자료: Perkins & Long(2002: 294)

심리적인 차원에서 지역공동체의식은 어느 주어진 공간을 기반으로 구성원들이 가지는 “다른 사람들과의 유사성에 대한 인식, 인지된 다른 사람들과의 상호의존성, 다른 사람들로부터 자신이 기대하는 것을 다른 사람들을 위해 주거나 실행함으로써 이러한 상호의존성을 유지하려는 의지, 자신이 의존할만하고 안정적인 좀 더 큰 구조의 일부분이라는 느낌”을 말한다(Sarason, 1974: 157).  지역공동체의식을 구성하는 중요한 심리적 차원으로서는 소속감(sense of membership) 또는 공유된 감성적 연계(shared emotional connection) 등을 포함한다(McMillan & Chavis, 1986). 소속감은 통합된 전체의 부분이라는 느낌과 인식을 말하며, 공유된 감성적 연계는 개인들이 격리되어있지 않고 지지네트워크에 의존할 수 있다는 인식을 의미한다.

집합적 효능감은 지역사회 주민의 역량강화(empowerment)의 중요한 인지적 차원을 구성하는 것으로서, 동네주민들의 공동의 역량에 대한 믿음을 가지는 것을 강조한다. 한 조직 내에서 인지된 집합적 효능감은 “전체로서의 한 사회체계의 수행능력(performance capability)에 관한” 집단 구성원들의 믿음을 나타낸다(Bandura, 1997: 469). 동네와 관련하여 인지된 집합적 효능감은 같은 동네 주민들이 결집하여 동네문제해결에 필요한 일련의 행위들을 조직화하고 실천에 옮길 수 있다는 판단과 믿음을 가리키는 것이다(Duncan et al., 2003).

이웃과의 교류와 관련된 행태는 이웃들 사이의 비공식적 상호부조 및 정보의 공유 등을 위한 것으로서, 일상생활에서 발생하는 사소한 상호작용을 의미하는 일상적 교류(routine neighboring)와 이웃과 좀 더 긴밀한 사회적 관계형성을 위한 활동들에 참여하는 사회적 교류(social neighboring)의 두 가지 측면을 포함한다(Woldoff, 2002).

지역사회 심리학적 관점에서 바라본 사회자본의 마지막 구성차원은 공식적 조직화를 통한 사회적 행태를 보여주는 지역사회주민조직(community organization)에 대한 참여이다. 지역사회주민조직 또는 동네 주민조직이란 지리적으로 일정한 지역에 근거를 두고 있고, 상당한 정도로 자율적이며, 자발적으로 운영되는 것과 동시에 하나의 집단으로서 어느 정도는 자원적인(voluntary) 이타성을 보여주는 공식적인 비영리 집단을 의미한다(Smith, 1999: 103). 이러한 지역사회에 기반을 둔 풀뿌리 조직들은 정책과 시민의 선호를 연결해주는 지방정부에 대한 서비스요구자가 되기도 하며, 자원봉사집단이나 제3부문을 형성하는 중요한 세력으로서 정부를 대신하여 공공서비스를 생산하고 전달하는 공급자의 역할을 담당하기도 한다. 더불어 지역사회주민조직을 통한 참여와 의사소통의 경험은 보통의 주민에게 무력감을 해소해주고, 보다 적극적인 시민으로서의 변화를 가져올 수 있다.

3. 지역사회 사회자본의 영향요인으로서의 동네효과

동네효과는 우선적으로 빈곤과 풍요의 공간적 형성에 초점을 두는 것으로서, 동네의 사회경제적 환경이 개인의 사회경제적 특징들을 넘어서서 개인의 행태와 삶의 질에 영향을 미칠 수 있다는 것을 가정하고 있다. Wilson의 The Truly Disadvantaged(1987)의 발간이후로 그가 제시한 가설을 검정하려는 동네효과연구들이 쏟아져 나오고 있다. 동네효과와 관련하여 가장 많이 논의되는 것이 빈곤의 공간적 집중이다. Wilson(1987)은 일반적으로 주민의 소득수준이 다양한 동네에서 가난한 것이 높은 빈곤으로 특징지어지는 동네에서 빈곤한 것보다 부정적인 영향을 덜 받는다고 보고 있다.

동네효과는 일반적으로 빈곤동네에 있어서의 사회화 과정과 사회적 네트워크의 구조적 측면에 의해 야기될 수 있다(Jenks & Mayer, 1990). 사회적 약자의 공간적 집중은 그 구성원들에게 바람직하지 못한 사회적 관계나 역할모형(role model)을 제공하게 된다. 그러한 상황은 사회에서 생존하고 발전하기 위해 필요한 기초적 기술을 배우지 못하는 것을 의미할 수 있다(Wilson, 1987). 또한 개인수준의 사회경제적 지위와 마찬가지로 동네의 사회경제적 지위가 어느 주어진 시점에서 동네 주민들이 사용할 수 있는 사회적․물질적․문화적 자원들의 범위를 한정시킴으로써 동네효과가 발생할 수 있다(Ellen & Turner, 1997; Leventhal & Brooks-Gunn, 2000). 예를 들어 빈곤동네의 경우 학교, 도서관, 문화센터 및 우수한 교사 등과 같은 서비스나 제도 등이 부재하거나 상대적으로 열악한 상태에 있게 되면서 이를 활용하여 정보를 획득하거나 자신의 능력을 향상시킬 수 있는 정치적․사회적 기회도 그만큼 줄어들게 된다.

사회자본과 관련하여 동네효과를 생각해보면, 주거와 관련하여 사회적으로 불리한 사람들이 집중되는 것은 사회적 통제를 약화시키기 때문에 불신감을 증가시키는 상황을 만들어 낼 수 있다. 취약한 동네들은 경제 및 사회적 자원이 부족하게 되고, 공공질서가 파괴되는 상황이 자주 발생한다. 많은 사람들이 가난하고 결손가정이 일반적인 취약한 동네에서는 비공식적 사회통제도 약화되게 된다. 부족한 자원과 약한 통제가 결합하여 교화되지 못한 행동이나 범죄로 특징지어지는 위협적인 환경을 만들어 내고, 그러한 환경 속에서는 불신감이 더욱 조장될 수 있다. 또한 빈곤동네의 경우 학교, 공원 및 의료서비스와 같은 자원을 상대적으로 덜 가지게 되며, 주민들은 이러한 것들이 주류사회가 자신들을 방치해온 증거라고 생각할 수 있다(Wilson, 1987). 취약한 섬에 버려졌다고 느끼는 사람들은 모든 사람들을 의심하거나 어느 사람도 믿지 않은 것이 안전하다고 믿을 수 있다(Ross et al., 2001). 결과적으로 자신이 살고 있는 장소에 대해서도 애착을 갖지 못하고, 기회가 주어진다면 언제든지 떠나려고 하는 태도를 갖게 된다.

국내에서 사회자본과 관련하여 동네효과를 확인하려는 최초의 시도는 곽현근(2003)의 연구에서 이루어졌다. 그는 사회자본을 이웃과의 비공식적 유대, 동네주민조직 참여, 이웃에 대한 신뢰의 세 가지 차원으로 구분하고, 위계적 선형모형을 적용하여 동네효과를 검정하고 있다. 대전광역시 소재 16개 동네의 주민설문조사에 기초한 통계결과는 세 가지 차원의 사회자본 모두에서 동네의 사회경제적 지위에 따른 동네효과의 존재를 확인해주지 않았다. 다만 사용한 동네수가 적을 뿐만 아니라 동네의 사회경제적 지위를 단순히 빈곤동네 여부에 따른 가변수(dummy variable)로 처리함으로써, 좀 더 엄격한 의미의 동네의 사회경제적 지위에 근거한 동네효과를 객관적으로 파악하는데 한계를 보여주었다. 본 연구는 이러한 한계점을 보완하기 위하여 조사설계 과정에서 동네선정뿐만 아니라 동네의 사회경제적 지위의 측정과 관련하여 보다 체계적이고 객관적인 연구가 될 수 있도록 세밀한 노력을 기울였다.

4. 연구문제

본 연구의 초점이 되는 구체적인 질문들은 다음과 같다. 첫째, 지역공동체의식, 이웃과의 교류, 집합적 효능감, 지역사회주민조직 참여가 동네별로 차이를 보이는가를 알아보는 것이다. 만약 이러한 변수들과 관련하여 동네별 차이가 존재하지 않는다면, 빈곤가구비율과 같은 동네수준에서 나타나는 특징의 영향을 파악할 이유가 없게 된다. 따라서 동네효과를 알아보기 위한 첫 단계는 각각의 사회자본 유형과 관련하여 동네들 사이에 차이가 존재하는지를 살펴보게 될 것이다.

둘째, 위에서 동네들 사이에 차이가 존재한다면, 동네수준의 특징이 이러한 동네간의 차이를 설명하는가에 초점을 둘 것이다. 본 연구와 관련해서는 동네의 빈곤가구비율로 대표되는 동네의 사회경제적 지위와 더불어 동네가 아파트지역에 위치하고 있는가 여부를 동네수준의 변수로 사용해보고자 한다.

셋째, 동네수준의 변수들이 동네간의 차이를 설명하고 있다 하더라도 과연 개인수준의 변수들을 고려했을 때, 그러한 설명력이 여전히 남아있는가를 알아보고자 한다. 본 연구에서는 개인수준의 변수로서 인구사회학적 변수와 주거관련 변수를 동시에 고려해보고자 한다. 실제 동네효과가 존재한다면, 동네간의 차이는 동네의 인구사회학적 구성 또는 주거관련 변수에 의해 모든 것이 설명되지 않고 동네수준의 특징에 의해서 설명되는 부분이 존재해야만 한다. 만약 개인수준의 변수를 고려했을 때 동네수준 변수의 설명력이 사라진다면, 동네효과가 아닌 개인들의 특성에 의한 구성효과(compositional effect)만이 존재한다고 말할 수 있다.

넷째, 동네효과와는 별도로 인구사회학적 변수 및 거주관련 변수를 통해 개인수준의 동네관련 사회자본의 영향요인을 확인하게 될 것이다.

Ⅲ. 실증분석

1. 조사설계

1) 조사대상 및 자료수집방법

본 연구를 위해서 대전광역시에 소재하고 있는 동네 52곳을 선정하고, 주민들을 대상으로 설문지를 통한 실증조사를 수행하였다. 동네선정은 아파트의 경우 최저소득층 밀집지역에 초점을 두고 영구임대아파트 7개 단지와 국민임대 아파트 1개 단지 등 8개 지역을 우선적으로 포함시켰다. 그 밖의 아파트 지역에 위치한 동네의 경우 대전광역시에 위치하고 있는 아파트 단지를 사회경제적 지위에 따라 상․중․하로 구분하여 각각 15곳을 선정하고, 상류층 아파트 10곳, 중산층 아파트 10곳, 그리고 상대적으로 빈곤층이 살고 있다고 판단되는 아파트 2곳을 무작위로 선정하였다. 이와 같이 선정된 30곳의 아파트 중 최상층에 해당되는 1곳은 다른 아파트와 인접하고 거의 동일한 특성을 보일 수 있다는 판단아래 제외하고, 최종적으로 29개의 아파트 단지를 대상으로 설문조사를 실시하였다. 단독주택지역의 경우 5개 구청의 자문을 얻고, 동네의 대략적인 사회경제적 지위를 고려하여 대전의 대표적인 주택지역으로 판단되는 30곳의 동네를 일차적으로 선정하였다. 이렇게 선정된 동네는 대전광역시 지리정보시스템(Geographical Information System; GIS)을 통해 각 동네에 관한 기본적인 정보를 검토하고, 연구원들이 4월과 5월 두 달에 걸쳐 현장 방문을 통해 동네의 특징에 대한 조사를 실시하였다. 이러한 작업을 통해 다양한 측면에서 유사성을 보이고 있다고 판단되는 동네 7곳을 제외하고 최종적으로 23곳의 단독주택지역 동네를 선정하였다.

일반주택 지역의 동네와 관련하여 특히 본 연구가 주력한 것은 동네의 지리적 경계를 정하는 것으로서, 실제 지도를 지참하고 관련 지역의 공인중개사를 포함한 주민들과의 면접을 통해 주민들이 인식하고 있는 동네의 공간적 범위를 파악하려는 노력을 통해 동네범위를 설정하였다.

선정된 각각의 동네에 대해서는 사전교육을 받은 조사요원들이 가구를 직접 방문함으로써 설문을 배포하고 수일 후 회수하는 방법을 사용하였다. 설문의 배부와 수집은 2006년 6월 8일부터 7월 15일까지 이루어졌다. 일부 동네를 제외하고 동네 당 80부씩의 설문을 배포하여 최종적으로 3,298부의 설문지가 회수되었다. 최종 회수된 설문지 중 불성실하게 응답하였다고 판단되는 설문지 53부를 일차적으로 제거하였으며, 본 연구의 초점이 되는 여러 분석모형의 일관성 있는 비교를 위하여 일정한 변수들에 응답하지 않은 설문지를 일괄적으로 제거함으로써 3,204부의 설문지를 최종 자료로서 사용하였다. 특히 설문지에 각 가구에서 가장 최근에 생일을 맞은 18세 이상의 성인이 응답하도록 요청함으로써 표본의 대표성을 높이기 위하여 노력하였다.

이러한 무작위성을 확보하려는 노력에도 불구하고, 설문응답자의 구성비를 보면 그러한 노력이 성공적이지 못했음을 간접적으로 시사하고 있다. 실제 조사대상자의 일반적 배경을 보면 여성의 비율이 63.1%로 나타났고, 직업과 관련해서도 가정주부의 비율이 32.5%로 나타나 상대적으로 표본에 과다 포함되었을 가능성이 높은 것으로 나타났다.

2) 조사도구

동네의 사회경제적 지위를 측정하기 위해 일반적으로 빈곤선 아래에 있는 가구의 비율, 여성가장 가구의 비율, 남성 실업률, 중앙치 가구 소득(median household income) 등을 사용하고 있다(Latkin & Curry, 2003). 이 중에서 동네의 사회경제적 지표로서 가장 많이 사용되고 있는 것이 빈곤선 아래에 있는 가구의 비율이다. 같은 맥락에서 본 연구에서는 각 동네의 기초생활수급자 가구비율을 동네의 사회경제적 지위로 보고 접근하고자 한다. 특히 본 연구의 초점이 행정동보다 작은 규모의 동네에 맞추어져 있음을 감안할 때, 객관적인 동네의 경계를 마련하고 그 경계안의 거주자들의 집합적인 사회경제적 지위를 파악하는 것이 본 연구의 보다 적실성 있는 결과를 도출하기 위한 중요한 관건이 되고 있다.

동네의 사회경제적 지위를 변수로 사용하기 위해서는 일반적으로 동네에 대한 지리적 경계를 정하고 그 공간범위 안에서의 객관적인 통계자료를 필요로 한다. 예를 들어 미국의 경우, 동네의 사회경제적 지위를 다루기 위하여 센서스 트랙별 빈곤선 아래에 있는 주민비율에 관한 자료를 이용하는 것이 일반적이다. 그러나 우리나라의 경우 공식적 행정구역인 행정동 단위까지는 어느 정도 객관적인 자료를 구할 수는 있으나, 행정동의 하부지역으로 동네를 선택하는 경우 표본동네에 대한 객관적인 자료를 확보하기 어려운 문제점이 있다. 하지만 평균인구와 평균면적에서 대다수 선진국의 기초자치단체보다 상대적으로 큰 우리나라 행정동의 경우 그 안에 이질적인 동네가 다수 존재할 수 있어 동네연구의 단위로는 적합하지 않다고 판단된다.

이 문제를 해결하기 위하여 본 연구에서는 우선적으로 대전광역시 GIS 및 지적․임야 약도를 이용하여 도로, 시설 및 지역적 특징 등을 고려한 후, 현장을 방문하여 해당 지역의 공인중개업소 및 주민들과의 면접을 실시하고, 그들이 인식하고 있는 동네의 공간적 범위를 대략적으로 파악하는 절차를 통해 동네의 지리적 경계를 설정하였다. 다음으로 지도위의 주어진 공간적 범위 안에 위치한 주소 및 가구수를 파악하고, 해당 동네가 위치한 동사무소와 대전광역시의 도움을 얻어 해당 구역 안의 전체 가구 수에 대한 국민기초생활수급자 가구의 비율(이하 ‘빈곤가구비율’)을 산정하는 절차를 거쳤다.

설정된 동네안의 국민기초생활수급자 가구의 계산은 동네가 위치한 행정동에 살고 있는 기초생활수급자 가구의 전체 주소를 파악한 후, 이를 다시 정해진 동네 경계 안에 있는 수급자의 주소만을 추려내는 방법을 사용하였다. 이렇게 해서 파악된 국민기초생활수급자 가구비율은 아파트지역의 경우 최대 56.7%에서 단 한 가구도 기초생활수급자가 없는 곳도 있는 것으로 나타났다. 7개 영구임대아파트의 경우 약 30.9%~56.7%의 기초생활수급자 가구가 살고 있는 것으로 나타났다. 단독주택의 경우 기초생활수급자 가구 비율이 최대 17.8%에서, 단 한 곳도 기초생활수급자 가구가 없는 동네가 있는 것으로 파악되었다. 한편, 중산층 이상의 아파트 또는 단독주택 지역이라 하더라도, 주소 상으로는 극소수의 기초생활수급자 가구가 살고 있는 경우가 여러 곳 있는 것으로 나타났다.

사회자본을 구성하는 차원으로서 지역공동체의식은 기존의 지역사회심리학에서 사용하는 지역공동체의식 측정척도와 사회자본 문헌에서 이웃에 대한 신뢰부분을 측정하는 항목들을 응용하여 구성하였다(Perkins & Long, 2002; Sampson et al., 1997; Woldoff, 2002). 지역공동체의식을 측정하기 위한 문항은 전체 6개로 구성되어 있으며, Cronbach α값은 0.7636으로 나타났다.

이웃과의 교류는 Woldoff(2002)가 일상적 교류와 사회적 교류를 측정하기 위하여 사용한 8가지 문항을 4점 리커트척도를 사용하여 측정하였다. 최종척도는 이들 8개 항목의 평균값을 사용하였다. 사회적 유대의 Cronbach α값은 0.8933으로 나타났다.

집합적 효능감과 관련해서는 Sampson et al.(1997)이 ‘공동선을 위하여 기꺼이 개입하려는 주민들의 의지 및 역량’을 의미하는 ‘사회적 통제’ 개념에 주목하고, 이를 측정하기 위하여 사용된 5가지 문항 중 4가지 문항을 사용하여 측정하였다.

실제 Sampson et al.(1997)은 집합적 효능감을 측정하기 위하여 사회적 통제 이외에 주민들 사이의 신뢰 및 연대와 관련된 ‘사회적 응집’(social cohesion)을 포함시켜 두 차원의 평균을 사용하고 있다. 하지만 본 연구가 초점을 두고 있는 네 가지 사회자본의 차원을 고려할 때, 사회적 응집의 경우는 ‘지역공동체의식’과 비슷한 측면이 많다는 면에서 사회적 통제 차원에만 초점을 두고자 하였다. Perkins & Long(2002)의 경우도 집합적 효능감을 사회적 통제에 가까운 의미로 사용하고 있다.

지역사회주민조직에 대한 참여는 영국 통계청의 사회조사국(Social Survey Division)이 개발한 General Household Survey를 위한 사회자본 모듈(social capital module)을 응용하여 네 가지 항목을 사용하여 측정하였다. 척도는 동네주민조직에 참가여부와 참여정도를 묶어 5점 척도로 측정하고, 동네주민조직의 책임 있는 일을 맡아본 경험의 유무와 참여정도를 묶어 역시 5점 척도로 측정하였다. 동네주민조직 참여의 측정은 재구성된 두 가지 점수의 평균값을 사용하였다. 동네주민조직 참여의 Cronbach α값은 0.6111로 나타났다.

<표 2> 조사도구의 구성

측 정 요 인		측 정 항 목	신뢰도
인구사회학적 배경		성별, 연령, 최종 학력, 가구 월평균소득, 결혼상태(배우자 유무), 부양자녀유무
주거관련 요인		주거형태, 주택소유여부, 거주기간
동네관련 변수		기초생활보호대상자 가구비율, 동네주거특성(아파트=1)
사회자본	지역공동체 의식	･ 나는 우리 동네에 살고 있는 대부분의 사람들을 신뢰한다. ･ 동네사람들을 대할 때 지나치게 조심할 필요는 없다. ･ 우리 동네는 정서적으로 의지할 수 있는 사람들이 많이 살고 있다. ･ 나에게 어떤 문제가 생긴다면 동네사람들로부터 도움을 받을 수 있다. ･ 우리 동네 사람들이 어떤 일을 계획하고 있다면 그것은 곧 ‘내 일’이다. ･ 다른 동네로 이사 가야 한다면 지금 살고 있는 동네를 그리워 할 것이다.	0.7636
	이웃과의 교류	･ 나는 이웃과 종종 잡담을 나눈다. ･ 나는 이웃과 간단한 도구나 재료(예 : 설탕, 연장 등)를 빌리거나 빌려준다. ･ 나는 종종 이웃을 도와주거나 도움을 받는다. (예 : 차수리, 집수리 등) ･ 나는 종종 이웃을 초대하여 같이 식사를 하거나 저녁시간을 보낸다. ･ 나는 이웃과 종종 중요한 개인문제나 감정적 문제에 대해 상의한다. (예 : 교육문제, 이혼문제 등) ･ 나는 종종 이웃과 함께 동네를 벗어난 사회적 모임을 갖는다. (예 : 식사, 영화감상, 스포츠관람 등)	0.8933
	집합적 효능감	･ 아동이나 청소년이 학교에 가지 않고 길거리를 배회한다면, 우리 동네 사람들은 무엇인가 조치를 취할 것이다. ･ 아동이나 청소년이 동네건물에 함부로 낙서를 한다면, 우리 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다. ･ 우리 동네에서 싸움이 벌어진다면 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다. ･ 동네치안과 관련된 문제가 생긴다면, 동네사람들이 나서서 무엇인가 조치를 취할 것이다.	0.8504
	주민조직 참 여	･ 동네주민조직(예 : 아파트 부녀회, 학부모회, 복지만두레, 주민자치센터, 동네자원봉사단체 등)의 참여유무 ･ 동네주민조직의 참여 정도 ･ 동네주민조직의 책임 있는 일(예: 부녀회 간부, 주민대표, 주민자치위원, 주민조직의 총무 등)을 맡아본 경험 여부 ･ 동네주민조직의 책임 있는 일을 수행한 정도	0.6111

3) 분석방법

본 연구는 지역사회 사회자본의 설명변수로서 개인수준과 동네수준의 변수를 동시에 고려하고 있다. 본 연구에서는 여러 수준의 변수를 동시에 고려하면서 분석을 수행하는 다수준분석(multi-level analysis) 모형의 하나로서, 개인수준의 변수를 고려하면서 동네와 같은 환경의 독립적인 영향을 확인할 수 있는 통계기법으로 사용되고 있는 ‘위계적 선형모형’(hierarchical linear model)을 적용하였다(Snijder & Bosker, 2002; Kreft & Leeuw, 2000). 위계적 선형모형은 위계적으로 구조화된 자료를 분석하기 위하여 설계되어진 모형이다. 본 연구에서는 개인들이 동네 안에 내재되어있다는(nested) 점에서 자료가 위계적으로 구조화 되어 있다. 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 최소 유의수준을 10%로 정하고 분석을 수행하였다.

다수준 분석모형들은 위계적으로 구조화된 자료(hierarchically structured data)를 분석하기 위하여 사용되는 모형들이다. 위계적으로 구조화된 자료란 본 연구에서 사용한 표본추출방법과 같이 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 & Leeuw, 2000; Snijders & 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 좀 더 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 무작위 계수(random coefficients)를 가진 통계모형으로 표현될 수 있으며, 위계적 선형 모형은 이러한 무작위 계수 모형의 대표적인 예이다.

무작위 절편모형은 위계적 선형모형의 가장 단순한 형태의 모형으로서 오직 절편만이 무작위적인 것으로 간주하는 것이다. 하지만 좀 더 일반적인 경우에는 기울기까지도 무작위적인 것으로 취급하기도 한다(보다 구체적인 설명은 Snijders & Bosker(2002: 38-84)와 Kreft & Leeuw(2000: 39-53) 참조). 이처럼 무작위 절편모형의 경우 집단내 모형은 절편계수만이 무작위적 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.

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. PROC MIXED 명령을 사용하는 사양이나 방법, 그리고 결과에 대한 해석의 예는 Singer(1998)의 논문에 잘 제시되어 있다.

2. 실증조사결과

1) 조사대상자의 일반적 배경

조사대상자의 일반적 특성을 살펴보면 <표 3>에 나타난 바와 같다.

<표 3> 조사대상자의 일반적 특성(N=3,204)

특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)	특 성	구 분	빈도(명)	비율(%)
성별	남 성	1,184	36.95	직업	자 영 업	543	16.95
	여 성	2,020	63.05		서비스․판매직	193	6.02
연령	18세 이상~30세 이하	547	17.07		일 반 직 업 직	196	6.12
	31세 이상~40세 이하	1,082	33.77		사무․기술직	423	13.20
	41세 이상~50세 이하	980	30.59		경영․관리직	61	1.90
	51세 이상~60세 이하	393	12.27		전문․자유직	129	4.03
	61세 이상	202	6.30		농․어․수산업	18	0.56
교육수준	무학	64	2.00		가 정 주 부	1,040	32.46
	초등학교 졸 또는 중퇴	247	7.71		학 생	171	5.34
	중학교 졸 또는 중퇴	365	11.39		은퇴자․퇴직자	47	1.47
	고등학교 졸 또는 중퇴	1,069	33.36		무 직	178	5.56
	대학교 졸 또는 중퇴	1,219	38.05		기 타	205	6.40
	대학원 이상	240	7.49	한달 수입 평균	100만원 미만	315	9.83
결혼상태	미 혼	541	16.89		100만원 이상～200만원 미만	861	26.87
	결 혼	2,484	77.53		200만원 이상～300만원 미만	941	29.37
	이 혼	67	2.09		300만원 이상～500만원 미만	780	24.34
	기 타	112	3.5		500만원 이상～1000만원 미만	279	8.71
주거형태	단 독 주 택	1,009	31.49		1000만원 이상	28	0.87
	아 파 트	1,777	55.46	주거기간	6개월 미만	63	1.97
	연립주택 / 다가구주택	313	9.77		6개월 이상～1년 미만	68	2.12
	상 가 주 택	75	2.34		1년 이상～3년 미만	511	15.95
	기 타	30	0.94		3년 이상～5년 미만	507	15.82
주택 소유여부	자 택	1,962	61.24		5년 이상～10년 미만	949	29.62
	임대(전세, 월세)	1,138	35.52		10년 이상～20년 미만	877	27.37
	기 타	104	3.25		20년 이상	229	7.15

2) 지역사회 사회자본의 영향요인

(1) 지역공동체의식

지역공동체의식에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 위계적 선형분석을 실시한 결과가 <표 4>에 제시되어 있다. 우선 [모형 1]은 전혀 설명변수를 포함시키지 않고 위계적 선형분석을 실시한 결과이다. 이러한 모형은 계속적으로 설명변수를 포함시켰을 때, 동네수준의 분산과 개인수준의 분산이 어떻게 변하는가를 보여주기 위한 기본모형이다. 주어진 결과에 따르면 동네수준분산이 통계적으로 유의미하게 나타나고 있다. 이는 어떠한 설명변수도 포함시키지 않았을 때, 동네들 간에 지역공동체의식에 있어 차이가 있다는 것을 의미한다. 더불어 개인수준분산이 통계적으로 유의미한 것을 통해 동네 안의 개인들 사이에서도 지역공동체의식에 있어 차이가 있음을 알 수 있다.

[모형 2]는 설명변수로서 동네수준 변수인 동네의 빈곤가구비율 및 동네주거특성(아파트지역 여부)을 포함시킨 모형이다. 일반적으로 거시수준의 변수를 설명변수로 포함시켰을 때, 동네수준분산은 영향을 받지만 개인수준분산은 영향을 받지 않는다. 본 연구의 결과도 동네수준분산만이 영향을 받는 것으로 나타났다. [모형 2]에서 보여주듯이, 동네수준의 개별 변수와 관련해서는 동네의 빈곤가구비율이 지역공동체의식에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로는 빈곤가구비율이 증가할수록 동네의 지역공동체의식은 낮아지는 것을 통계결과는 보여주고 있다. [모형 1]에 비해 동네수준 오차분산이 상당히 줄어드는 것으로 보아 동네간의 차이가 빈곤가구비율에 의해 상당부분 설명되고 있음을 시사하고 있다. 특히 동네수준의 변수로서 빈곤가구비율은 개인수준의 변수를 포함시킨 [모형 3], [모형 4]에서도 여전히 통계적으로 유의미하게 나타남으로써 동네효과가 존재함을 보여주고 있다. 개인수준 변수까지 고려하여 해석했을 때, 이러한 동네효과는 개인이 가난하기 때문에 지역공동체의식이 낮을 뿐만 아니라, 주변사람들이 가난하기 때문에 지역공동체의식은 더욱 낮아질 수 있다는 것을 말해주고 있다.

[모형 3]은 설명변수로서 동네수준 변수이외에 인구사회학적 변수를 포함시킨 것이다. 일반적으로 미시수준의 설명변수를 포함시켰을 때, 미시 및 거시수준의 분산 모두 영향을 받게 된다. 본 모형의 결과도 동네수준분산과 개인수준분산이 모두 감소하는 것을 보여주고 있다. 이는 개인수준의 인구사회학적 변수들이 어느 정도 동네 간의 차이와 개인 간의 차이를 설명하고 있음을 시사한다. 통계결과를 보면 성별, 연령, 소득이 통계적으로 유의미하게 지역공동체의식에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보다 구체적으로 여성일수록, 연령이 많을수록, 소득이 높을수록 지역공동체의식이 높다는 것을 보여주고 있다.

[모형 4]는 설명변수로서 [모형 3]에 주거관련 변수들을 포함시킨 것이다. <표 4>에서 보여주듯이, 여전히 동네수준의 변수로서 빈곤가구비율은 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 인구사회학적 변수로는 성별, 연령, 소득이 지역공동체의식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 [모형 3]에서는 통계적으로 유의미하지 않았던 결혼상태(배우자 유무)가 유의미하게 나타나, 배우자가 있는 경우 지역공동체의식이 높은 것을 보여주고 있다. 주거관련변수로서는 주택소유여부와 주거기간이 통계적으로 매우 유의미하게 지역공동체의식에 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다. 즉, 주택을 소유할수록, 주거기간이 길어질수록 지역공동체의식이 높아지는 것을 보여주고 있다.

<표 4> 지역공동체의식에 영향을 미치는 요인

		[모형 1] b (s.e) (p)		[모형 2] b (s.e) (p)		[모형 3] b (s.e) (p)		[모형 4] b (s.e) (p)
동네환경 변수	동네 빈곤가구비율			-0.00365	***	-0.00297	***	-0.00233	**
				(0.000884)		(0.000869)		0.000887)
				(0.0001)		(0.0013)		(0.0115)
	주거특성 (아파트=1)			0.03518		0.01152		0.04401
				(0.03330)		(0.03172)		(0.06776)
				(0.2959)		(0.7180)		(0.5190)
인구 사회학적 변수	성별 (남=1)					-0.06207	***	-0.05977	***
						(0.01441)		(0.01423)
						(<.0001)		(<.0001)
	연령					0.004694	***	0.003136	***
						(0.000728)		(0.000758)
						(<.0001)		(<.0001)
	교육수준					0.003798		0.005592
						(0.006131)		(0.006097)
						(0.5356)		(0.3591)
	소득					0.03088	***	0.01968	**
						(0.007707)		(0.007776)
						(<.0001)		(0.0114)
	결혼상태 (배우자 유=1)					0.03270		0.03919	*
						(0.02315)		(0.02290)
						(0.1578)		(0.0871)
	부양자녀 (자녀 유=1)					0.02290		0.02613
						(0.02162)		(0.02141)
						(0.2896)		(0.2223)
주거관련 변수	주거형태 (아파트=1)							-0.02525
								(0.06136)
								(0.6807)
	주택소유여부 (자택=1)							0.09676	***
								(0.01579)
								(<.0001)
	주거기간							0.004920	***
								(0.001048)
								(<.0001)
상수		2.5138	***	2.5339	***	2.2055	***	2.1882	***
동네수준 오차분산		0.01560	***	0.01128	***	0.009836	***	0.01041	***
		(0.003564)		(0.002809)		(0.002511)		(0.002624)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
개인수준 오차분산		0.1467	***	0.1468	***	0.1417	***	0.1381	***
		(0.003696)		(0.003698)		(0.003572)		(0.003485)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
*P < .1, **P < .05, ***P < .01

(2) 이웃과의 교류

이웃과의 교류에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 위계적 선형분석을 실시한 결과가 <표 5>에 제시되어 있다. [모형 1]은 역시 어떠한 설명변수도 포함시키지 않은 기본모형이다. 동네수준분산과 개인수준분산이 모두 통계적으로 유의미한 것을 볼 때, 개인들 사이에서 뿐만 아니라 동네들 사이에서도 이웃과의 교류의 정도에 있어서 차이가 있음을 알 수 있다.

[모형 2]는 동네수준의 빈곤가구비율과 주거특성을 설명변수로서 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이, 두 가지 변수 모두 동네의 차이를 유의미하게 설명하지 못하는 것으로 나타났다. 결과적으로 빈곤층이 모여 산다고 해서 이웃과의 교류가 잘 이루어지지 않는다거나, 아파트지역이라 해서 이웃과의 교류가 이루어지지 않는다는 결론을 내릴 수 없다. 동네간의 차이가 존재하지만 적어도 본 연구모형에서 사용한 동네수준의 변수들이 그러한 차이를 설명할 수 없다는 것은 적어도 그러한 변수들과 관련된 동네효과는 존재하지 않음을 시사한다.

[모형 3]은 위의 모형에 개인의 인구사회학적 변수들을 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이, 인구사회학적 변수 중에서 성별, 연령, 교육, 결혼상태, 부양자녀가 있는 경우가 통계적으로 매우 유의미한 설명변수로 나타났다. 회귀계수의 방향으로 미루어볼 때, 여성일수록, 연령이 많을수록, 교육수준이 낮을수록, 그리고 배우자가 있는 경우, 그리고 18세 이하의 부양자녀가 있는 경우일수록 이웃과의 교류가 많아진다는 것을 알 수 있다.

[모형 4]는 위의 모형에 설명변수로서 주거관련 변수를 포함시킨 것이다. 결과에서 보여주듯이, 주택소유여부와 주거기간이 통계적으로 매우 유의미하게 이웃과의 교류에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로는 주택을 소유할수록, 주거기간이 길수록 이웃과의 교류가 많아짐을 통계결과는 보여주고 있다.

<표 5> 이웃과의 교류에 영향을 미치는 요인

		[모형 1] b (s.e) (p)		[모형 2] b (s.e) (p)		[모형 3] b (s.e) (p)		[모형 4] b (s.e) (p)
동네환경 변수	동네 빈곤가구비율			0.000012		-0.00030		0.000253
				(0.001437)		(0.001332)		(0.001337)
				(0.9931)		(0.8255)		(0.8507)
	주거특성 (아파트=1)			-0.08024		-0.08468		-0.05572
				(0.05469)		(0.04935)		(0.09691)
				(0.1487)		(0.1925)		(0.5680)
인구 사회적 변수	성별 (남=1)					-0.1408	***	-0.1387	***
						(0.02004)		(0.01993)
						(<.0001)		(<.0001)
	연령					0.003890	***	0.001944	*
						(0.001015)		(0.001063)
						(0.001)		(0.0676)
	교육수준					-0.02238	***	-0.01978	**
						(0.008550)		(0.008553)
						(0.0089)		(0.0208)
	소득					0.006759		-0.00266
						(0.01076)		(0.01092)
						(0.5299)		(0.8075)
	결혼상태 (배우자 유=1)					0.1687	***	0.1765	***
						(0.03221)		(0.03207)
						(<.0001)		(<.0001)
	부양자녀 (자녀 유=1)					0.1329	***	0.1377	***
						(0.03009)		(0.02999)
						(<.0001)		(<.0001)
주거관련 변수	주거형태 (아파트=1)							-0.01997
								(0.08597)
								(0.8164)
	주택소유여부 (자택=1)							0.07802	***
								(0.02212)
								(0.0004)
	주거기간							0.006021	***
								(0.001468)
								(<.0001)
상수		2.4489	***	2.4935	***	2.2451	***	2.2240	***
동네수준 오차분산		0.03230	***	0.03200	***	0.02505	***	0.02512	***
		(0.007404)		(0.007506)		(0.006029)		(0.006036)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
개인수준 오차분산		0.2989	***	0.2989	***	0.2737	***	0.2705	***
		(0.007528)		(0.007529)		(0.006902)		(0.006824)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
*P < .1, **P < .05, ***P < .01

(3) 집합적 효능감

<표 6>에 나타난 [모형 1]의 동네수준분산과 개인수준분산은 집합적 효능감과 관련하여 동네들 사이에 통계적으로 유의미한 차이가 있을 뿐만 아니라, 각 동네 안의 개인들 사이에도 매우 유의미한 차이가 있다는 것을 보여주고 있다.

[모형 2]에서 보여주듯이 동네수준 변수로서 빈곤가구비율을 설명변수로 포함시켰을 때, 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 회귀계수의 방향이 부로 나타난 것으로 볼 때, 빈곤가구비율이 높아질수록 집합적 효능감은 낮아지는 것을 보여주고 있다.

그러나 [모형 3]에서 보여주듯이 인구사회학적 변수를 포함시켰을 때, 이러한 설명력은 사라지게 된다. 결국 빈곤동네의 집합적 효능감이 낮게 나타난 것은 주민들의 개인적 특성에 의해서 설명되는 것이지, 빈곤층의 공간적 집중에 의한 동네의 환경적 특성은 영향을 미치지 않는다는 것을 알 수 있다. 즉, 가난하기 때문에 집합적 효능감이 낮을 수 있으나 주변에 가난한 사람들이 많이 산다는 이유만으로 더욱 집합적 효능감이 낮아지는 것은 아니라는 것을 보여주고 있다.

[모형 3]은 개인수준의 인구사회학적 변수로서 연령과 소득이 유의미한 영향을 미치는 것을 보여주고 있다. 회귀계수의 방향으로 미루어볼 때, 연령이 많을수록, 소득이 높아질수록 집합적 효능감이 높아짐을 알 수 있다. [모형 4]는 인구사회학적 변수이외에 주거관련 변수를 포함시킨 것으로, 주택을 소유한 경우 집합적 효능감이 높다는 것을 보여주고 있다.

<표 6> 집합적 효능감에 영향을 미치는 요인

		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)		(모형 4) b (s.e) (p)
동네환경 변수	동네 빈곤가구비율			-0.00254	*	-0.00166		-0.00132
				(0.01586)		(0.001339)		(0.001358)
				(0.0617)		(0.2196)		(0.3344)
	주거특성 (아파트=1)			0.01586		-0.00681		0.008793
				(0.05063)		(0.05006)		(0.09299)
				(0.7554)		(0.8923)		(0.9251)
인구 사회적 변수	성별 (남=1)					-0.02884		-0.02759
						(0.018650		(0.01863)
						(0.1221)		(0.1387)
	연령					0.002973	***	0.002108	**
						(0.000946)		(0.000995)
						(0.0017)		(0.0342)
	교육수준					0.000537		0.001180
						(0.007969)		(0.008006)
						(0.9463)		(0.8828)
	소득					0.03690	***	0.03099	***
						(0.01004)		(0.01023)
						(0.0002)		(0.0025)
	결혼상태 (배우자 유=1)					0.005025		0.007969
						(0.02998)		(0.02998)
						(0.8669)		(0.7904)
	부양자녀 (자녀 유=1)					-0.00318		-0.00212
						(0.02801)		(0.02804)
						(0.9095)		(0.9396)
주거관련 변수	주거형태 (아파트=1)							-0.01261
								(0.08039)
								(0.8753)
	주택소유여부 (자택=1)							0.05317	**
								(0.02068)
								(0.0102)
	주거기간							0.002083
								(0.001373)
								(0.1293)
상수		2.6443	***	2.6633	***	2.4397	***	2.4320	***
동네수준 오차분산		0.02908	***	0.02771	***	0.02659	***	0.02734	***
		(0.006517)		(0.006429)		(0.006199)		(0.006532)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
개인수준 오차분산		0.2384	***	0.2384	***	0.2368	***	0.2360	***
		(0.006003)		(0.006005)		(0.005971)		(0.005954)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
*P < .1, **P < .05, ***P < .00

(4) 지역사회주민조직 참여

사회자본의 다른 구성차원과 마찬가지로 <표 7>의 [모형 1]은 어떠한 설명변수도 포함시키지 않은 기본모형이다. 동네수준 오차분산과 개인수준 오차분산은 지역사회주민조직 참여와 관련해서 동네간․개인간에 통계적으로 유의미한 차이가 존재하고 있다는 것을 보여주고 있다.

[모형 2]는 동네수준의 변수 중 주거특성만이 지역사회주민조직 참여에 통계적으로 유의미한 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다. 회귀계수의 방향으로 미루어볼 때, 아파트지역의 경우 지역사회주민조직에 더욱 많이 참여하고 있음을 알 수 있다. 하지만 다음의 [모형 3]에서 보여주듯이 인구사회학적 변수를 고려했을 때, 아파트지역 여부는 지역사회주민조직 참여와 관련된 동네차이를 설명하고 있지 않음을 통계결과는 보여주고 있다. 즉, 아파트지역에서 주민들의 참여가 높은 것은 개인적 특성 때문인 것이지 아파트지역 자체의 특성 때문은 아니라는 것을 알 수 있다.

개인수준의 인구사회학적 변수 중에서는 [모형 3]에서 보여주듯이 성별, 연령, 교육수준, 부양자녀의 유무가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로는 여성일수록, 연령이 높을수록, 교육수준이 높을수록, 그리고 부양자녀가 있는 경우일수록 지역사회주민조직에 적극적으로 참여하는 것을 알 수 있다.

[모형 4]에서처럼 주거관련 변수들을 포함시켰을 때, 주택소유여부가 지역사회주민조직 참여와 밀접한 관련 있는 것으로 나타났다. 즉, 주택을 소유한 경우 보다 적극적으로 지역사회주민조직에 참여함을 알 수 있다.

<표 7> 지역사회주민조직 참여에 영향을 미치는 요인

		(모형 1) b (s.e) (p)		(모형 2) b (s.e) (p)		(모형 3) b (s.e) (p)		(모형 4) b (s.e) (p)
동네환경 변수	동네 빈곤가구비율			-0.00200		-0.00146		-0.00082
				(0.001243)		(0.001354)		(0.001355)
				(0.1146)		(0.2864)		(0.6462)
	주거특성 (아파트=1)			0.08060	*	0.05377		0.07091
				(0.04527)		(0.04765)		(0.1235)
				(0.0812)		(0.2646)		(0.5685)
인구 사회적 변수	성별 (남=1)					-0.1997	***	-0.1975	***
						(0.02740)		(0.02735)
						(<.0001)		(<.0001)
	연령					0.007514	***	0.006049	**
						(0.001378)		(0.001448)
						(<.0001)		(<.0001)
	교육수준					0.02138	*	0.02238	*
						(0.01158)		(0.01163)
						(0.0650)		(0.0543)
	소득					0.01397		0.002904
						(0.01452)		(0.01478)
						(0.3362)		(0.8443)
	결혼상태 (배우자 유=1)					0.07070		0.07517	*
						(0.04398)		(0.04394)
						(0.1081)		(0.0873)
	부양자녀 (자녀 유=1)					0.09827	**	0.09942	**
						(0.04106)		(0.04105)
						(0.0168)		(0.0155)
주거관련 변수	주거형태 (아파트=1)							-0.01246
								(0.1176)
								(0.9156)
	주택소유여부 (자택=1)							0.1008	***
								(0.03028)
								(0.0009)
	주거기간							0.003237
								(0.002010)
								(0.1074)
상수		1.3250	***	1.3014	***	0.8077	***	0.7945	***
동네수준 오차분산		0.01826	***	0.01655	***	0.01868	***	0.01829	***
		(0.005327)		(0.005125)		(0.005482)		(0.005400)
		(0.0003)		(0.0006)		0.0003)		(0.0004)
개인수준 오차분산		0.5370	***	0.5371	***	0.5152	***	0.5129	***
		(0.01352)		(0.01353)		(0.01299)		(0.01294)
		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)		(<.0001)
*P < .1, **P < .05, ***P < .01

Ⅳ. 분석결과의 논의 및 시사점

실증분석결과는 본 연구에서 초점을 두고 있는 네 가지 차원의 사회자본의 구성요소 중 지역공동체의식의 경우만이 빈곤가구비율과 관련하여 동네효과가 존재함을 보여주고 있다. 동네효과와 개인수준의 변수를 동시에 고려했을 때, 본 연구결과는 개인이 빈곤할수록 지역공동체의식이 낮을 뿐만 아니라 가난한 사람들이 모여 사는 환경으로 인하여 지역공동체의식이 더욱 낮아진다는 것을 보여주고 있다. 구체적으로 지역공동체의식이 이웃에 대한 신뢰, 동네사람들 사이의 정서적 지지, 동네에 대한 소속감 등의 내용을 포함한다고 보았을 때, 동네효과의 존재는 빈곤한 사람들이 함께 모여 사는 환경이 그러한 의식형성에 장애가 되고 있음을 시사한다. 이러한 결과는 지역사회 구성원의 공동체의식을 강화하기 위해서는 개인수준의 사회경제적 지위를 향상시키는 것 못지않게, 공간적 차원에서 특정한 지역에 사회적 약자가 집중되는 것을 막고, 사회경제적 환경이 열악한 동네에 대해서는 환경적 특성을 개선할 수 있는 정책 및 제도의 마련이 필요하다는 것을 시사한다.

구체적으로 동네효과의 존재는 주거정책과 관련하여 계층간의 사회적 혼합(social mix)과 이동성(mobility)을 제고할 필요성을 말해준다. 하지만 우리사회의 경우 주거문제가 경제적 이해관계와 밀접하게 연관된 매우 민감한 사안임을 고려할 때, 사회적 혼합과 같은 정책의 정치적 실현가능성은 아직까지 높지 않은 것으로 판단된다. 지방정부의 입장에서 지역공동체의식을 제고하기 위한 보다 현실적인 역할은 빈곤동네 구성원들이 지역사회와 관련된 일을 공동으로 해나가며, 노력의 결과를 확인해가는 과정 속에서 서로의 신뢰와 정서적 유대감을 회복하고, 동네에 대한 소속감을 제고할 수 있는 계기를 마련해주는 촉진자(facilitator) 또는 촉매자(catalyst)의 역할이라고 판단된다. 즉, 주민참여형 환경개선사업 등과 같이 주민들이 필요로 하지만 소홀히 여겼던 동네의 물리적 환경이나 조건을 변화시키는 일에 주민들이 적극 참여하도록 유도하고 구체적인 결과를 함께 경험하도록 함으로써 공동체의식을 함양할 수 있는 다양한 사업과 제도가 모색되어야 할 것이다. 더불어 이러한 정책들의 실효성을 확보하기 위해서는 질적 연구 및 계량적 연구를 통해 동네효과의 메커니즘이 좀 더 심층적으로 밝혀져야 할 것이다.

실제 사회경제적 약자의 공간적 집중을 해소하려는 정책사례를 미국에서 찾아볼 수 있다. 미국 Chicago시의 경우 1976년부터 1998년까지 Gautreaux 프로그램을 통해 공공임대주택에 살고 있는 빈곤한 흑인 거주자들로 하여금 대부분 백인들이 살고 있는 교외나 도시의 중산층 주거지의 민영아파트로 이사를 유도해왔다(Rosenbaum, 1995; Sampson et al., 2002). 이 프로그램은 다양한 서비스로 이루어졌는데 전담 직원들이 프로그램에 참여할 수 있는 집주인을 물색할 뿐만 아니라, 정착상담가(settlement counsellor)가 이사의 장점과 단점에 대한 상담서비스를 제공하고, 빈곤동네 주민과 함께 새로운 이사의 대상이 되는 주택과 지역사회를 방문하게 된다. Gautreaux 프로그램은 공공임대주택과 같은 비용으로 중산층이 사는 아파트에 살 수 있도록 임대보조금을 지급함으로써 저소득 흑인들로 하여금 백인 중산층이 사는 교외나 아파트에 살 수 있는 것을 가능하게 하였다. 이 프로그램은 사회적 지지(social support)를 확보하기 위하여 같이 모여 살던 가구 중 두 가구 이상을 같은 중산층 동네로 이전하도록 유도하는 반면, 많은 가구들이 같은 동네로 이전하는 것은 피하도록 하고 있다. 20여 년 동안 약 7000여 가구가 프로그램에 참여하여 그 중 반 이상이 교외지역으로 이사를 하게 되었다. 이 프로그램에 대한 최근의 실증분석결과는 모든 관련 변수들을 통제했을 때, 사회경제적으로 더 나은 동네로 이사한 참여자들이 그렇지 않은 주민보다 더 높은 자기효능감과 그러한 효능감에 대한 매개변수로서 높은 안전(safety)의식을 가지게 되었음을 보여주고 있다(Rosenbaum et al., 2002). 그러한 성공을 기반으로 Gautreaux 프로그램은 현재 ‘기회로의 이전 프로그램’(Moving to Opportunity Program)에 접목되어 미국의 여러 대도시에서 실험이 진행되고 있다.

집합적 효능감과 지역사회주민조직 참여의 경우, 각각 빈곤가구비율 또는 주거특성이 동네의 차이를 일부 설명하는 것으로 나타났으나, 개인 수준의 변수들을 포함시켰을 때 동네간 차이에 대한 동네 자체의 유의미한 설명력이 사라져, 동네효과가 아닌 구성효과만이 존재하고 있음을 보여주고 있다. 구체적으로 집합적 효능감의 경우 동네의 빈곤가구비율이 높을수록 동네전체의 집합적 효능감은 낮아지지만, 이것은 동네를 구성하는 개인들의 특성 때문에 발생하는 것으로 동네자체의 특성에 의해 집합적 효능감이 영향을 받는 것은 아니라는 것이다. 더불어 아파트지역의 경우 좀 더 적극적으로 지역사회주민조직에 참여하는 것으로 나타났지만, 이것 역시 아파트지역에 사는 주민들의 개인적 특성에 의해 설명되는 것으로 나타났고, 아파트지역 자체의 환경적 영향은 받지 않는 것으로 나타났다.

한편, 본 연구의 결과는 비교적 일관성 있게 사회자본의 다양한 차원에 영향을 미치는 개인수준의 변수들을 확인해주고 있다. 인구사회학적 변수와 관련해서는 성별, 연령 등이 비교적 중요한 영향변수로 나타났다. 구체적으로는 여성일수록, 연령이 많을수록 다양한 차원에서 높은 사회자본 수준을 보여주고 있다. 이러한 결과는 노인, 가정주부와 같이 노동인구 밖에 있는 사람들의 교류유형에 있어 동네가 여전히 중요한 역할을 차지하고 있음을 간접적으로 시사한다.

소득의 경우 지역공동체의식이나 집합적 효능감에는 정(+)적인 관계를 보이고 있으나 다른 차원에서는 통계적으로 유의미한 결과를 보여주고 있지 않다. 이러한 결과는 소득이 행동적 차원의 사회자본보다는 인식적 차원의 사회자본과는 밀접한 관계가 있다는 것을 시사한다. 한편, 교육수준은 이웃과의 교류와 관련해서는 부(-)적인 관계로 나타난 반면, 동네주민조직과 관련해서는 정(+)적인 관계를 보여주고 있다. 이러한 결과는 일반적으로 교육수준이 높은 경우 일상생활에서 이웃과의 교류의 필요성은 크게 존재하지 않지만, 자녀교육 등 직접적 이해관계를 가지거나 도구적 목적 속에서 지역사회주민조직에 참여할 가능성이 높고, 특히 상대적으로 교육수준이 높은 사람이 주민조직의 간부를 맡을 가능성이 높은데서 기인한 것으로 추측된다.

이웃과의 교류 및 주민조직 참여와 관련된 본 연구의 결과는 곽현근(2003)의 연구결과와 직접적인 비교가 가능하다. 두 차원의 사회자본을 설명하기 위하여 본 연구와 2003년 연구에서 공통적으로 사용된 개인수준의 변수들은 거의 같은 결과를 보여주고 있다. 즉, 두 연구결과 모두 성별, 연령, 주택소유여부가 이웃과의 교류에 영향을 미치는 중요한 변수로 나타났으며, 회귀계수의 방향도 일치하는 것으로 나타났다. 다만 본 연구에서는 교육수준이 이웃과의 교류에 부(-)의 방향으로 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 2003년 연구결과는 교육수준이 아닌 가구의 소득수준이 부의 방향으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 두 변수 모두 개인의 사회경제적 지위를 나타내는 변수들로서, 두 변수사이의 상관관계가 높은 것에 기인한 것으로 추측된다. 한편, 본 연구결과는 주거기간이 이웃과의 교류에 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 2003년 연구결과는 주거기간이 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이러한 차이는 후자의 경우 거주기간을 연속변수가 아닌 가변수(5년 이상 거주=1)로 처리한데 기인한 것으로 사료된다.

주민조직 참여의 경우도 성별, 연령, 교육이 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다는 점에서 두 연구결과는 일치하고 있다. 다만 주거관련변수와 관련하여 본 연구에서는 주택소유여부가 통계적으로 매우 유의미한 영향을 미치고 있는 것으로 나타난 반면, 2003년 연구결과는 주거기간이 유의미한 것으로 나타났다. 주거기간의 경우 본 연구의 결과도 10%의 유의수준에 매우 가까운 것으로 나타나, 주거기간이 주민조직 참여에 어느 정도 영향을 미칠 가능성이 높다는 것을 시사하고 있다. 다만 주택소유여부와 주민조직 참여와의 관계는 2003년 연구의 표본수 828명에 비해 본 연구의 표본수가 4배 가까이 되는 것을 고려할 때, 본 연구의 결과를 좀 더 신뢰할 수 있을 것으로 판단된다.

주거관련 변수와 관련해서는 주택소유여부와 주거기간이 비교적 일관성 있게 사회자본에 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 주택을 소유한 경우, 주거기간이 길수록 거의 모든 차원의 사회자본이 높게 나타난다는 것을 통계결과는 보여주고 있다. 또한 일반적으로 아파트에 사는 경우 이웃과의 교류나 공동체의식 등이 부재할 것으로 이야기되고 있으나 단지 아파트에 산다는 이유만으로 사회자본 수준이 낮은 것은 아니라는 것을 보여주고 있다.

주거기간의 경우 집합적 효능감과 주민조직 참여와 관련해서 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났지만, 통계치가 10%의 유의수준에 매우 근접하고 있다는 점에서 주거기간도 네 가지 차원의 사회자본에 모두 영향을 미칠 가능성이 높다고 볼 수 있을 것이다.

실제 주거형태와 관련하여 본 연구의 초점이 되는 사회자본 네 가지 차원 모두에서 아파트에 사는 경우 회귀계수의 방향이 부(-)로 나타나 사회자본의 수준이 낮은 것으로 나타났다. 하지만 4개의 차원 중 어느 하나도 통계적으로 유의미한 것으로 나타나지 않아 다른 조건이 모두 똑같다면 아파트에 산다고 사회자본의 수준이 낮다는 결론을 내릴 수 없다.

개인수준의 실증분석결과와 관련하여 정책적 시사점을 몇 가지 제시하면 다음과 같다. 여성의 경우 모든 유형의 동네관련 사회자본의 정도가 높게 나타난 점에 비추어 볼 때, 지역사회문제를 해결하기 위한 정책적 실험들은 여성들의 참여를 조장하고 유도하는 것에 초점을 둘 필요가 있다. 특히 여성들이 단순히 여가시간의 활용차원에서가 아닌 지역사회문제에 좀 더 깊은 관심을 갖고 적극적인 역할을 수행하며 스스로 리더십을 발견하고 발휘하도록 하기 위해서는 지역사회문제를 심의하고 의사결정을 내릴 수 있는 기구들에 대한 여성참여가 제고되어야 할 것이다. 여성할당제 등을 통해 주민자치위원회와 같은 주민조직의 여성대표성을 높이는 것도 동네문제를 지역주민의 협력을 통하여 해결해 나가고 지역사회의 역량을 강화하는 중요한 실험이 될 수 있을 것이다.

집합적 효능감의 경우도 비록 통계적으로 유의미하게 나타나지는 않았지만, 유의미한 수준에 근접하고 있다는 면에서 조심스럽게 여성의 집합적 효능감이 높다고 판단할 수 있을 것이다.

사회자본과 관련하여 주거시설 소유여부와 거주기간의 중요성을 고려할 때, 우리 사회의 극심한 주거 불안정성(residential instability)은 사회자본의 형성을 위협하는 중요한 영향요인이라고 판단된다. 실제 2000년 한국의 이사율이 19.0%이었던 데 반해, 일본 4.9%, 유럽국가들이 2% 내외였던 것을 감안하면(이종수, 2002: 26), 우리사회의 주거기간 및 주거소유와 관련한 주택정책이야말로 사회자본형성을 위해 매우 중요한 초점이 되어야할 것으로 사료된다. 사회자본 형성을 통해 지역사회 문제해결의 여건을 조성해나가기 위해서는 중앙정부나 지방정부차원의 다양한 주거안정대책이 지속적으로 마련되어야 할 것이다.

본 연구와 같은 계량적 연구는 일반화에 초점을 두는 관계로, 실제 동네 사회자본 및 동네효과와 관련하여 다양하게 나타날 수 있는 현상 및 특성들을 심층적으로 다루는 데는 한계가 있다. 앞으로 보완적 차원에서 본 연구를 통해 파악된 몇몇 특색 있는 동네들을 선별하여 질적 연구를 병행해나갈 필요가 있다. 더불어 본 연구는 대전광역시에 소재한 동네를 대상으로 수행한 연구로서, 앞으로 좀 더 폭넓은 지역의 다양한 특성을 가진 동네 사례수를 확보하려는 노력과 더불어, 보다 의미 있고 객관적인 동네 또는 사회자본 관련 변수를 도출해내는 노력을 통해 연구의 외적․내적 타당성을 향상시켜나가야 할 것이다.

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곽현근(郭賢根): 미국 The Ohio State University에서 행정학 박사학위를 취득하고(논문제목: Lessons for the Design of Interconnection Pricing Policy in the Telecommunications Industry: A Policy Learning Approach, 1996), 현재 대전대학교 행정학부 부교수로 재직 중이다. 주요 관심분야는 도시 및 지방행정, 사회자본, 동네거버넌스 등이며, 저서 및 논문으로는 <시민사회와 행정>(공저, 2002), “동네관련 사회자본의 영향요인에 관한 연구”(2003), “지역사회 주민조직 참여의 영향요인과 집합적 효능감”(2005), “지방정치 참여의 영향요인에 관한 다수준분석”(2007) 등이 있다.

<E-mail: hkkwak@dju.ac.kr/논문접수일: 2008. 1. 4/심사게시일: 2008. 1. 15 /심사완료일: 2008. 1. 23>