부에상관없이팩트체크뉴스가판정결과와일치하는방향으로움직이는것으로나타났다. 구체적으로팩트체크뉴스가제기된의혹을사실이라고판정한경우제기된의혹을신뢰하는모습을보였으나, 거짓이라고판정한경우제기된의혹을신뢰하지않는것으로나타났다. 흥미롭게도 사실반거짓반 으로판정한팩트체크뉴스를접한미디어이용자

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1 언론정보연구 55 권 1 호, 2018 년, 서울대학교언론정보연구소 DOI: /jcr 대대선기간후보자간의혹제기에대한팩트체크뉴스의설득효과팩트체크뉴스판정결과와지지후보를중심으로 * 19 김선호 한국언론진흥재단선임연구위원 kimsonho@kpf.or.kr ( 주저자 ) 백영민 연세대학교언론홍보영상학부부교수 ymbaek@yonsei.ac.kr ( 교신저자 ) 본논문에서는대통령선거기간특정후보자가다른후보자에대해제기한의혹에대한유권자의태도가팩트체크뉴스보도를접한후어떻게변하였는가를온라인실험을통해살펴보았다. 실험은다음과같은과정과설계를통해진행되었다. 우선실험참여자에게후보자가제기한의혹을제시한후, 제기된의혹에대한주관적동의수준을측정하였다. 이후해당의혹을검증한팩트체크뉴스를제시한후제기된의혹에대한주관적동의수준을반복측정하였다. 제기된의혹에대한주관적동의수준변화를설명하기위한실험요인으로는 (1) 팩트체크뉴스의판정방식 ( 사실, 거짓, 사실반거짓반 ), (2) 의혹제기상황 ( 문재인후보의홍준표후보에대한의혹제기, 문재인후보의안철수후보에대한의혹제기, 홍준표후보의문재인후보에대한의혹제기, 안철수후보의문재인후보에대한의혹제기 ), (3) 미디어이용자의지지후보 ( 문재인, 홍준표, 안철수, 기타후보 ) 를설정하였다. 3원분산분석결과, 제기된의혹에대한미디어이용자의판단은의혹제기상황, 지지후보여 * 이논문은 2016 년도정부재원 ( 교육부인문사회연구역량강화사업비 ) 으로한국연구재단의지원을받아연구되었습니다 (NRF-2016S1A3A ). 논문심사에서유익한조언을해주신익명의심사위원님들께이자리를빌려감사말씀드립니다. 161

2 부에상관없이팩트체크뉴스가판정결과와일치하는방향으로움직이는것으로나타났다. 구체적으로팩트체크뉴스가제기된의혹을사실이라고판정한경우제기된의혹을신뢰하는모습을보였으나, 거짓이라고판정한경우제기된의혹을신뢰하지않는것으로나타났다. 흥미롭게도 사실반거짓반 으로판정한팩트체크뉴스를접한미디어이용자는제기된의혹을불신하는모습을보였다. 사실 혹은 거짓 으로판정한팩트체크뉴스는팩트체크뉴스의설득효과를지지하는모습을보였고, 사실반거짓반 으로판정한팩트체크뉴스를접한미디어이용자의모습은 부정성편향 (negativity bias) 경향을실증하는것으로나타났다. 실험결과를바탕으로팩트체크뉴스의가능성과잠재적한계도아울러논의하였다. K E Y W O R D S 팩트체크뉴스 설득효과 부메랑효과 부정성편향 저널리즘가치 정치적의혹 1. 서론 최근디지털기술의발달과미디어환경의변화에따라가짜뉴스 (fake news), 유언비어 (rumor), 허위정보 (misinformation) 등이중요한사회정치적문제로부상하고있으며 ( 황용석 권오성, 2017), 이에대한대안중하나로팩트체크저널리즘이주목받고있다. 팩트체크저널리즘이란정치적의혹제기나허위로의심되는정보내용에대해사실여부를판정하는새로운저널리즘장르로서, 지식을갖춘시민사회 (informed citizenry) 형성에기여할것이라는기대를모으고있다 (Graves, 2016). 전통적시민사회모델에따르면저널리스트는사실적정보를제공하고, 시민들은이를바탕으로정치적대화를나누며합리적인정치적의견을형성한다고가정된다. 그러나현실시민의모습은전통적시민사회모형과부합하지않는다. 현실의시민은정치적지식이풍부하지않을뿐더러, 정치적대화를나누더라도비슷한입장을가진사람들과만의견을교환하며, 개인의성향이나개인을둘러싼네트워크의성향에따라기본적인사실이무엇인지에대해서도다르게인식하는경향이있다 (Patterson & Seib, 162

3 2005; Shapiro & Bloch-Elkon, 2008). 더구나수많은정보가디지털플랫폼을통해유통되는환경에서정보내용의진위여부판단이어려워지고, 소셜플랫폼에서정치적군집현상이나타나면서, 시민들은사실을왜곡해인식하기쉽다. 이런시점에서독립성과전문성을갖춘팩트체크저널리즘은사실에대한시민들의오인가능성을낮추는한편, 노출된정보를그대로수용하는것이아니라비판적사고를통해사실여부를주체적으로판단하는시민문화형성일정부분기여할수있다 ( 김선호 김위근, 2017). 팩트체크저널리즘의긍정적잠재력에도불구하고, 팩트체크저널리즘의현실적가능성에대해여러가지의문도제기된다. 먼저, 팩트체크뉴스도시의성을갖기때문에저널리스트가사실확인을위해충분한시간을확보하는것은쉽지않다. 문제가되는정보와관련된자료를모두찾고확인하는것은복잡한과정이며, 보도시점에맞추다보면잠정적수준의사실판단에머무르기도한다. 이과정에서동일한정치인의발언에대한팩트체크판단결과가언론사마다상이한경우가발생할수있다 ( 정은령, 2017). 그리고정치적사안의경우정밀한사실판단을내리는것은매우어렵다 (Uscinski & Butler, 2013). 현직언론인의말을빌리자면, 완전히, 모두다사실이아닌것은없다. 부분적으로맞고부분적으로틀리고하는게대부분이다... 정말새빨간거짓말을쓰는경우란없다 ( 마동훈등, 2013, 97쪽 ). 또한뉴스소비자특성도팩트체크저널리즘의현실적가능성을제약하는요인이다. 디지털환경에서정치뉴스는정치적선유경향에의해선택적으로소비되는경향이존재하며, 적지않은미디어이용자들은확증편향 (confirmation bias) 을강화시키는방식으로정치적뉴스를소비한다 (Shin & Thorson, 2017; Taber & Lodge, 2006). 미디어이용자들은자신의정치적신념에부합하는팩트체크뉴스기사는신뢰하지만, 부합하지않는팩트체크뉴스는신뢰하지않을가능성도있다. 실제로팩트체크저널리즘이활성화된미국의경우, 뉴스이용자가팩트체크뉴스를접한후제기된의혹이나논란에대해팩트체크뉴스의판정을 163

4 따르는설득효과 (persuasion effect) 가나타난다는연구결과 (Wood & Porter, 2016) 도있지만, 이용자의주관적신념을고착시키거나심지어근거없이제기된의혹을부풀리고확산시키는부메랑효과 (boomerang effect) 를초래한다는연구 (Nyhan & Reifler, 2010) 도보고되고있다. 팩트체크저널리즘도입초창기에있는한국의정치커뮤니케이션환경에서팩트체크뉴스효과에대한실증적연구는아직찾기어렵다. 팩트체크뉴스보도에대한국내의연구는미국의팩트체크뉴스사례를소개하면서저널리즘적가치를논의하거나 ( 마동훈등, 2013), 팩트체크뉴스보도에대한내용분석 ( 정은령, 2017) 이나플랫폼소개 ( 최순욱 윤석민, 2017) 등이며, 미디어이용자에게팩트체크뉴스가어떤효과를발생시키는가에대한경험적연구는아직본격화되지않았다. 이연구는대통령선거기간특정후보자가다른후보자에대해제기한의혹에대한유권자의태도가팩트체크뉴스보도를접한후어떻게변하였는가를온라인실험을통해살펴보았다. 이를통해팩트체크뉴스의사실판정이미디어이용자에게전반적으로어떤영향을미치는지, 그리고이효과가미디어이용자의지지후보와의혹제기상황에따라어떻게변화하는지를살펴보았다. 실험결과를바탕으로팩트체크뉴스가추구하는저널리즘가치의현실적실현가능성을살펴본후, 한국의정치커뮤니케이션상황에서어떤의미를갖는지논의했다. 2. 이론적논의 1) 팩트체크저널리즘의정의 팩트체크저널리즘이란언론이사실적정보를전달하는데그치지않고선거 캠페인과정에서제기되는주장이나가짜뉴스혹은허위로의심되는정보에 164

5 대해내용상진위여부를판정해줌으로써공중의현명한판단을돕고정치인의책무성을강화하는것을목표로삼는새로운저널리즘양식이라고정의할수있다. 팩트체크저널리즘이비교적최근에부상하게된계기는언론의게이트키핑과정을거치지않은채유통되는정치적정보가급증하였기때문이다 (Graves, 2016). 선거캠페인시기의정치광고나선거토론에서후보자들이제기하는상대후보에대한의혹은유권자들에게많은영향력을미칠수있음에도불구하고일정한여과장치없이직접전달된다. 페이스북이나트위터같은소셜플랫폼및카카오톡과같은메시징서비스를통한정보유통이많아지면서, 이용자들은언론보도이외에도이들플랫폼에서여과되지않은정치정보를접할수있게되었다 ( 김선호 김위근, 2017). 게다가정보전달의속보성이나전달되는정보의다양성측면에있어서이용자혹은크라우드가언론인을앞지르게되면서, 언론은빠른정보전달이나다양한정보전달이라는전통적기능보다도믿을만한정보의검증 (verification) 이라는새로운기능을수행할것을요구받고있다 (Hermida, 2015). 팩트체크저널리즘은미디어이용자에게직접전달되는정치적주장이나의혹제기가내용의진위여부를언론인이판단을내려주는새로운저널리즘보도양식이다. 21세기들어본격적으로부상한팩트체크저널리즘은언론과정치적주장의관계측면에서 19세기의정파저널리즘이나 20세기의객관주의저널리즘과부분적유사성을지니면서도근본적으로는다른입장을취한다. 팩트체크저널리즘은정파저널리즘처럼참과거짓에대한결론을제시하지만, 그결론은언론인자신의의견이라기보다는다른사람, 특히정치인의발언에대한사실판단여부에집중한다. 19세기정파저널리즘이지배적인양식이었을때, 언론은특정정파나정당의이해를대변하는기구로서기능했다 (McGerr, 1986). 즉, 정파저널리즘시대에언론인은논설을통해무엇이도덕적으로옳은가혹은정의로운가를설파하는것을주활동으로삼았다. 옳고그름에대한주장을담고있다는점에서팩트체크저널리즘은정파저널 165

6 리즘과형식적유사성을가지고있다. 그러나정파저널리즘은언론인자신의도덕적판단을기초로사회적이슈에대한주장을전달하지만, 팩트체크저널리즘은언론인자신이아닌정치인이나유명인사들이제기한주장의진실성혹은옳고그름에대해불편부당한판단을담고있다. 정치적불편부당성을규범적으로지향한다는점에서팩트체크저널리즘은객관주의저널리즘의연속선상에있다. 그러나팩트체크저널리즘은사실적정보를전달하는데서그치는것이아니라진실성여부에대한판단을내리고이를공표한다는점에서객관주의저널리즘과구분된다. 20세기객관주의저널리즘성립이후, 언론은주장이나이념을설파하는논설장르를축소하고뉴스라는사실적정보전달에치중하게되었고, 엔터테인먼트, 허구, 정치선전등과구분되는뉴스의진실성혹은사실성을객관주의 저널리즘의본질 (Kovach & Rosenstiel, 2007) 로서받아들였다. 그러면서객관주의저널리즘은의견이나주장도뉴스로서구성했다. 취재원의의견이나주장을뉴스로서인용보도하는관행을발전시키면서, 저널리즘은그내용의진위여부에도일정부분관심을가졌지만, 중립성을담보하기위해발언내용의정확한전달및상충되는발언들의균형있는전달을규범적으로강조했다. 이와달리, 팩트체크저널리즘은탐사저널리즘처럼중립적이라기보다는진실의편에선다는선명한목표의식을가지고있으며 (Graves, 2016), 발언이나주장의사실적 균형적전달보다는발언내용의진실성및도덕적판단에주안점을둔다. 요컨대, 팩트체크저널리즘은정파저널리즘의도덕성판단과객관주의저널리즘의사실적정보전달의종합 (synthesis) 이며, 불편부당성과중립성을지키면서도옳고그름에대해진실의편을들어야하는지난한작업이다. 2) 팩트체킹과정치적편향성 정치영역에서 사실 은언제나논란의대상이다. 무엇이사실인가여부에대 166

7 해서는정파적입장에따라이견이존재하며, 정파성이강한사람들은사실이아닌것을사실로오인할가능성이상대적으로높다 (Shapiro & Bloch-Elkon, 2008). 이와관련, 팩트체크저널리즘은정치적으로독립성과중립성을유지하면서도논란이되는정보에대해사실과거짓에대한판단을내려줌으로써시민들이정치적현실을왜곡하여인식하지않도록도와줄수있다고가정한다 (Graves, 2016). 팩트체크저널리즘은정치적편향성을배제한다는전제에도불구하고, 팩트체크뉴스의생산과정및소비과정속에서정치적편향성이개입될가능성은여전히논란의대상이다 (Amazeen, 2015; Uscinski & Butler, 2013). 첫째, 팩트체킹대상선정과정에서편향성논란이발생할수있다 ( 마동훈등, 2013; Uscinski & Butler, 2013). 팩트체킹의대상이특정인물이나특정정파로집중된다면, 팩트체크저널리즘은정치캠페인의수단으로변질될수있다. 따라서팩트체킹대상선정에있어서다양성과균형성은여전히중요한원칙이지만, 현실적으로팩트체킹을실행하는데있어서이원칙을수행하는데는제약이있다. 가령, 정치인 A가정치인 B에비해허위로판명될가능성이있는발언을체계적으로더많이하고또중대한사안에대해그런발언을했다고가정할때, 팩트체커는 A의발언내용에대한팩트체킹을집중적으로할수밖에없다. 또한팩트체크판정결과에있어서도 B의발언에비해 A의발언이더많이 거짓 으로판정된다면, 팩트체커는자신의의도여부와무관하게편향성시비를받을수있다. 둘째, 사실여부를검증하기위해서는객관적인증거자료가필요한데, 이자료를수집하고선택하는과정에서편향이발생할수있다. 그레이브스 (Graves, 2013; 2016) 에따르면팩트체커는선거후보자주장의타당성을검증하기위해정부의공식자료와복수의전문가집단에의존한다. 그러나이들자료의객관성이완전한사실을보장하지는못한다. 인덱싱이론 (indexing theory; Bennet, 1990) 에따르면정부의공식자료는한사회의주류엘리트가합 167

8 의한영역의자료이기때문에주류엘리트의관점을공유하지않는사람들에게는객관적으로받아들여지기어렵다. 팩트체크뉴스가의존하는객관적자료에대한불신은음모이론신봉자나반엘리트주의성향을갖는시민의정보처리과정에서잘드러난다 (Ditto & Lopez, 1992; Sunstein, 2010). 또한적대적매체지각 (Vallone et al., 1985) 연구에서잘나타나듯중립적인보도내용도정파성이강한미디어이용자에게는객관적으로받아들여지기어려울수있다. 셋째, 선거캠페인과정에서제기된논란은무엇을기준으로어떻게해석되는가에따라사실여부판정이바뀔수있다 (Uscinski & Butler, 2013). 선거의경우특정후보에대해제기하는의혹의경우사실여부를판정하기쉽지않거니와, 심지어의혹제기를통해정치적논란을불러일으키는것자체가목적인경우도있다. 예를들어 노무현정부는북한에 5조가넘는금액을퍼주었다 라는정치적주장이제기되었다고가정해보자. 이때, 지원금액의범위를어떻게정의하는가에따라이주장은사실일수도혹은거짓일수도있다. 만약현금지원만고려한다면노무현정권기간동안의대북지원금은약 1.6조이기때문에거짓이라고판정할수있지만, 현금지원에쌀과식량지원, 김영삼정권당시의대북경수로지원사업잔금등을모두포함시킬경우약 5.7조이기때문에사실이라고도판정할수있다 ( 연합뉴스, 2006). 선거전략에따라의도적으로사실과거짓을혼합하는정치적현실에서팩트체크뉴스를통한사실여부판정에는이러한난점이있다. 넷째, 정치적정보처리과정에는미디어이용자의정치적선유경향이동기 ( 動機 ) 로개입된다 (Taber & Lodge, 2006). 미디어이용자는뉴스정보를선택적으로선택 지각 수용하며, 정치적정보일수록선택적선택 지각 수용정도는더강하다. 정치세계는시민에게직접경험되는세계도아니며, 가장중요한관심영역도아니다. 따라서대부분의정치뉴스는정치적선유경향에의해선택적으로소비되며, 미디어이용자들은확증편향을강화시키는방식으로뉴스를소비하는경향이존재한다 (Shin & Thorson, 2017). 팩트체크뉴스 168

9 가자신이선호하는정치집단이나정치인에우호적인판정을내리거나자신이선호하지않는정치집단이나정치인에비우호적인판정을내리는경우팩트체크뉴스의사실판정을신뢰하지만, 그반대의경우불신할가능성이있다. 다시말해미디어이용자는자신의주관적판정기준에부합할경우팩트체크뉴스의판정에순응하지만, 그렇지않을경우판정을불신하거나혹은판정자체에의혹을제기하기도한다. 팩트체크뉴스에대한실증연구결과는팩트체크뉴스를통한사실판정의어려움을잘보여주고있다. 해외의경우팩트체크뉴스의사실여부판정에대해정당이나정치인이승복하지않는경우가적지않다 (Graves & Cherubini, 2017; Uscinski & Butler, 2013). 또한팩트체크뉴스작성기관에따라판정결과가불일치하기도한다 ( 마동훈등, 2013). 국내의경우도상황이다르지않다. 실제로의혹을검증한팩트체크뉴스에대한내용분석연구에따르면, 팩트체크뉴스가다루는의혹은대부분 사실 혹은 거짓 으로판정하기어려운애매한것이며 ( 마동훈등, 2013), 심지어동일한의혹에대한검증결과가팩트체크뉴스보도기관에따라달라지는모습을보이기도했다 ( 정은령, 2017). 이런점에서그레이브스 (Graves, 2013) 는팩트체크뉴스의역할은무엇을사실이라고판정하는 (judge) 것이아닌무엇을사실이라고 공표하는 (publicly decide, p. 18) 것이라고주장한다. 이런논의를기반으로본연구는미디어이용자에게미치는팩트체크뉴스의효과를 정치적논란에대한팩트체크뉴스작성자의판단과근거제시가정치적논란을접한미디어이용자의태도에미치는영향 이라고정의하였다. 즉미디어이용자가제기된논란에대해팩트체크뉴스의입장에동의할경우, 저널리스트의의도대로근거없는의혹이나잘못된정보에대한교정 (correction; Wood & Porter, 2016) 이일어나지만, 미디어이용자가팩트체크뉴스의입장에동의하지않는경우, 저널리스트의의도와정반대의효과를낳는부메랑효과 (boomerang effect) 가초래된다 (Nyhan & Reifler, 2010). 본 169

10 연구에서는팩트체크뉴스의사실판정이이론적 현실적으로객관적이기어렵다는점 (Uscinski & Butler, 2013) 에서 교정효과 (correction effect) 라는선행연구 (Fridkin et al., 2015; Wood & Porter, 2016) 의규범적용어대신 설득효과 (persuasion effect) 라는보다가치중립적인용어를선택하였다. 또한정치적사안에서 완전한사실 이나 완전한거짓 을거의발견할수없다는점 (Uscinski & Butler, 2013), 그리고팩트체크뉴스의판정이논란에휩싸이기쉽다는점에서본논문은 사실반거짓반 으로판정한팩트체크기사에대한미디어이용자의반응에도초점을맞추었다. 또한만약 사실반거짓반 으로판정내린팩트체크기사에서제기된정치적의혹이 사실 ( 혹은 거짓 ) 임을증거하는자료만선택적으로미디어이용자에게제시되었다면미디어이용자의반응이어떻게달라지는지를실험을통해살펴보았다. 제3장에서는정치적의혹에대한팩트체크뉴스의사실여부판단방식을어떻게실험처치하였는가에대한보다자세한설명을제시하였다. 3) 팩트체크뉴스효과 : 설득효과인가, 아니면부메랑효과인가? 팩트체크뉴스가미디어이용자에게어떤영향을미치는가에대해서는 설득효과 가설과 부메랑효과 가설이대립하고있다. 먼저설득효과를지지하는연구들 (Fridkin et al., 2015; Gottfried et al., 2013; Wood & Porter, 2016) 에서는팩트체크뉴스를접한미디어이용자는팩트체크뉴스의사실여부판정과일치하는방향으로자신의정치적태도나의견, 신념등을바꾼다고주장하고있다. 팩트체크뉴스가논란이되는정치적의혹에대해 사실 이라고판정하는경우해당정치적의혹을신뢰하는모습을보이지만, 거짓 이라고판정한경우불신하는모습을보인다는것이다. 팩트체크뉴스의설득효과는미국에서진행된실증연구들에서도확인되었다. 프리드킨등 (Fridkin et al., 2015) 은팩트체크뉴스가부정적정치광고에 170

11 서등장한정치적의혹을 사실, 거짓 으로판정하였을때를온라인실험을통해비교하였다. 실험결과팩트체크뉴스가정치광고가제기하는정치적의혹을사실이라고판정한경우실험참여자의해당정치광고평가는긍정적인반면, 거짓이라고판정한경우에는정치광고를부정적으로평가하는것으로나타났다. 특히이실험에서주목할점은팩트체크뉴스의사실여부판정이실험참여자의정치광고평가에미치는효과가참여자의정치적이념성향이나지지정당에영향을받지않았다는점이다. 또한우드와포터 (Wood & Porter, 2016) 는정치인의거짓발언 33개를대상으로팩트체크뉴스의설득효과를검증하였다. 그결과정치인의소속정당과실험참가자의정치적이념성향에상관없이, 실험참가자들은 33개검증대상모두에서팩트체크뉴스의거짓판정을수용하는것으로나타났다. 실험기법이아닌설문조사기법을이용한연구에서도팩트체크뉴스의설득효과는확인되었다. 고프리드등 (Gottfried et al., 2013) 은반복적설문조사자료분석을통해팩트체크사이트를방문이많을수록팩트체크뉴스에서다루는정치지식습득정도가높다는것을발견하였다. 반면부메랑효과를지지하는연구 (Flynn, Nyhan, & Reifler, 2017; Garret, Nisbet, & Lynch, 2013; Nyhan & Reifler, 2010, 2015; Thorson, 2016) 에따르면팩트체크뉴스의설득효과가미미하거나상황에따라정반대의결과를낳는다. 이들연구에따르면팩트체크뉴스를접한미디어이용자는기존에자신이보유하고있던정치적태도나의견, 신념을강화하는방식으로팩트체크뉴스를전용 ( 轉用 ) 한다고주장한다. 즉팩트체크뉴스의사실여부판단이자신이지지하는정치인에도움이되거나자신이싫어하는정치인에해 ( 害 ) 가되는경우에는팩트체크뉴스의판정에따르지만, 선호하는정치인에게피해를입히거나자신이반대하는정치인에게득이되는판정을내릴경우팩트체크뉴스의판정을거부하고도리어애초의태도와신념을강화하는모습을보인다. 부메랑효과를보여주는대표적인연구로는나이한과라이플러 (Nyhan & Reifler, 2010) 의실험을언급할수있다. 이들은 이라크의대량살상무기보 171

12 유, 세금감축, 줄기세포연구 의세이슈와관련하여잘못알려진정치정보를거짓으로판정한팩트체크뉴스를제공한후응답자가보유하고있는잘못된정보에대한믿음이어떻게변하는지테스트하였다. 실험결과팩트체크뉴스의판정이실험참여자의정치적성향에부합되는경우에만설득효과가발생하였으며, 정치적성향에부합되지않는경우거짓이라고판정한정보에대해더욱강한신뢰를보이는것으로나타났다. 이후의실험연구에서도나이한과라이플러의실험결과는비슷하게반복되는것으로나타났다 ( 유사한실험연구로는 Flynn, Nyhan, & Reifler, 2017; Garret, Nisbet, & Lynch, 2013; Nyhan & Reifler, 2015; Thorson, 2016 참조 ). 부메랑효과는트위터공간에서팩트체크뉴스가어떻게공유되고전파되는가에대한관측연구 (observational study) 에서도확인되었다. 신과쏘슨 (Shin & Thorson, 2017) 은 2012년미국대통령선거기간트위터를통해누가어떤팩트체크뉴스를공유하는지를살펴보았다. 트위터에서공유된팩트체크뉴스에대한내용분석결과, 정파성이뚜렷한트위터이용자의경우자신이지지하는후보자의입장을강화시켜주거나상대후보자의입장을약화시키는팩트체크뉴스의선택적공유 (selective sharing) 행동이드러났다. 또한자신이지지하는후보자에게피해를주거나상대후보자에게도움이되는팩트체크뉴스에대해서는매우비판적인태도를보였으며, 이러한팩트체크뉴스작성자에대한적대적지각은민주당지지자에비해공화당지지자에게서더강하게나타났다. 팩트체크뉴스효과에대한논란은뉴스이용자가정치적정보를어떻게처리하는가를둘러싸고벌어진다. 설득효과가설을지지하는연구자들은팩트체크뉴스를통한미디어이용자의학습능력과합리적판단 (Delli Carpini & Keeter, 1996; Fishkin, 1997) 을강조하는반면, 부메랑효과가설을지지하는연구자들은미디어이용자의정치적정보처리가정치적동기 (Taber & Lodge, 2006) 에따라편향되게발생한다고주장한다. 만약설득효과가설이옳다면, 팩트 172

13 체크뉴스가확산될수록시민들의정치적정보처리와의사결정과정은사실과합리적설득과정을기반으로이루어질것이다. 즉팩트체크뉴스는합리적이고바람직한대의민주주의확립에기여할것이다. 반면, 부메랑효과가설이옳다면, 팩트체크뉴스의확산은미디어이용자의정치적양극화 (political polarization) 를심화시키거나팩트체크저널리즘에대한불신만부추겨저널리즘에대한신뢰도를낮출가능성도배제하기어렵다 (Uscinski & Butler, 2013). 4) 연구문제 본연구는국내에서실시된팩트체크뉴스효과에대한본격적인경험적연구를위한시도이다. 팩트체크뉴스의효과는두가지양상으로나타날수있다. 우선국내미디어이용자에게팩트체크뉴스의설득효과가나타난다고가정해보자. 이경우, 정치적의혹에대해팩트체크뉴스가사실로판정한경우미디어이용자는제기된의혹에대해보다신뢰하는반면거짓이라고판정한경우제기된의혹을보다불신할것이며, 이러한팩트체크뉴스의설득효과는이용자의지지후보나어떤후보가어떤후보에대해정치적의혹을제기한상황인가에관계없이일정하게나타날것이다. 다시말해, 팩트체크뉴스유형의주효과만통계적으로유의미하게나타나며, 팩트체크뉴스유형과지지후보, 정치적의혹제기상황사이의통계적으로유의미한상호작용효과는나타나지않을것이다. 반대로국내미디어이용자에게서부메랑효과가나타난다고가정해보자. 이경우, 미디어이용자는자신이지지하는후보자가제기한의혹을사실이라고판정한팩트체크뉴스를접한경우제기된의혹을더욱신뢰하는반면, 자신이지지하지않는후보자가제기한의혹을사실이라고판정한팩트체크뉴스에대해서는제기된의혹을더욱불신하게될것이다. 또한미디어이용자는자신이지지하는후보자에게제기된의혹을거짓이라고판정한팩트체크뉴스 173

14 를접한경우제기된의혹을더욱불신하는반면, 자신이지지하지않는후보자에게제기된의혹을거짓이라고판정한팩트체크뉴스를접한후에는제기된의혹을더욱신뢰하는모습을보일것이다. 다시말해, 팩트체크뉴스유형과지지후보, 정치적의혹제기상황사이의통계적으로유의미한상호작용효과가발견되는반면, 통계적으로유의미한팩트체크뉴스유형의주효과는발견되지않을것이다. 이에본연구에서는팩트체크뉴스가설득효과와부메랑효과중어떤효과를갖는지를살펴보기위해다음과같은연구문제를설정하였다. 연구문제1: 펙트체크뉴스의사실여부판정을접한미디어이용자는정치적선유경향과무관하게팩트체크뉴스의판정에맞게자신의입장을변화시키는가? ( 설득효과 ) 아니면정치적선유경향과부합할경우에만팩트체크뉴스의판정을수용하는가? ( 부메랑효과 ) 또한제기된정치적의혹에대해 사실반거짓반 판정을내린팩트체크뉴스의효과는어떻게구체화 (specify) 될수있을까? 팩트체커는 사실보다는거짓으로의심되는주장 을팩트체크대상으로선정하기때문에, 팩트체크결과는 사실 보다는 거짓 으로혹은 사실반거짓반 으로판정되는경우가대부분이다 (Graves, 2016). 실제로서울대학교언론정보연구소 (2017) 에서 19대대통령선거기간조사된팩트체크뉴스에대한판정결과 거짓 으로판정된경우가 25.4%, 사실 로판정된경우가 8.4% 였다. 팩트체크뉴스판정의대부분은 대체로거짓 (24.3%), 대체로사실 (13.6%), 사실반거짓반 (22.0%) 등으로나타났다. 그런데선행연구 ( 예를들어, Fridkin et al., 2015; Nyhan & Reifler, 2010; Wood & Porter, 2016) 에서는구체적인판정, 특히정치적의혹을 거짓 으로판정내린팩트체크뉴스만을분석대상으로삼는경우가많았다. 이러한연구들은팩트체크뉴스가정치적의혹해소에미치는효과를알아보기위해서는매우유용하지만, 팩트체크뉴스에서또다른중요판정인 사실반거짓반 에대한미디어이용자반응은자세히다루지않았다. 이에본논문에서는 사실반 174

15 거짓반 으로판정내린팩트체크뉴스의효과는어떠한지살펴보기위하여다 음과같이연구문제 2 를설정하였다. 연구문제 2: 펙트체크뉴스의 사실반거짓반 판정을접한미디어이용자는 자신의입장을어떻게변화시키는가? 3. 연구방법 1) 연구표본및실험과정본연구의연구표본은만 19세이상으로제19대대통령선거당시투표에참여했던대한민국국민 1,092명이다. 실험조건별온라인실험참가자는 2015년통계청인구조사결과를토대로한성 연령 지역정보와 19대대통령선거후보자득표율 ( 문재인투표자 40%, 홍준표투표자 24%, 안철수투표자 20%, 유승민투표자 6%, 심상정투표자 6%, 기타후보투표자 4%) 을기준으로온라인조사전문업체마켓링크가보유한온라인패널중에서할당표집을실시하였다. 본연구에서는실험참가자가투표행위를통해지지했던대통령후보를 정치적선유경향 이라고간주하였다. 1 설문은 2017년 5월 25일부터 6월 7일까지진행되었다. 2 실험에서사용된의혹제기상황과팩트체크기사는서울대학교언론정보 1 정치적선유경향이지지후보를통해온전히파악될수는없다. 왜냐하면정치적선유경향은지지후보를결정하는요인들중하나이지, 유일한결정요인이아니기때문이다. 그러나본연구가후보자사이의정치적의혹제기상황을다룬다는점에서, 그리고정치적선유경향이지지후보를결정에영향을미치는가장중요한요인이라는점에서, 지지후보를정치적선유경향의대리변수로사용하는것에큰무리는없다고볼수있다. 2 본연구가정치적의혹을다루고있으며, 실험참여자가접한정치적의혹이정치적의사결정에잠재적영향력을행사할수도있다는연구윤리상황및현행선거법위반문제등을고려하여선거가끝난후표본을수집하였다. 175

16 연구소에서수집 운영하는 SNU팩트체크 사이트 ( 에서선택한후실험상황에맞게수정하여사용하였다. 논란의대상이되기쉬운정치적의혹에대한팩트체크기사의사실여부판정이유권자에게미치는효과를살펴보는것이본실험의목적이기때문에논란에대해중립적인판정인 사실반거짓반 으로판정한팩트체크기사들을선정하였다. 이후지난대통령선거의유력후보자인문재인후보와문재인후보의대항마로주목받았던홍준표, 안철수후보사이의정치적의혹제기상황네가지를선정하였다. 선정된의혹제기상황은 (1) 문재인의홍준표의혹제기, (2) 문재인의안철수의혹제기, (3) 홍준표의문재인의혹제기 (4) 안철수의문재인의혹제기 의네가지상황이었다 ( 구체적인실험처치자극물은저자에게요청하면받을수있다 ). 각상황별 사실반거짓반 으로판정한팩트체크기사를중심으로 사실 이라고판정하는데사용된증거들만골라 사실 판정팩트체크기사를, 거짓 이라고판정하는데사용된증거들만선택하여 거짓 판정팩트체크기사를추가로작성하였다. 즉동일한정치적의혹에대해 사실 판정팩트체크기사는사실판정을뒷받침하는근거들만제시한기사를의미하며, 거짓 판정팩트체크기사는거짓판정을뒷받침하는근거들만제시한기사를의미한다. 반면 사실반거짓반 으로판정된팩트체크기사는사실판정근거와거짓판정근거모두를포함한기사를뜻한다. 이렇게선정된세종류의팩트체크기사들은편집과정을거쳐분량과기사제시방식을유사하게통일시켰다 ( 구체적인실험처치자극물은저자에게요청하면받을수있다 ). 온라인실험은총 2단계로진행되었다. 우선첫단계에서실험참가자들은선거운동기간어떤후보가다른후보를향해제기한주장 ( 의혹제기상황 ) 중하나를읽도록요구받았다. 실험처치된의혹제기상황네가지중하나를무작위로제시한후제기된의혹에대한실험참가자의주관적동의수준을측정하였다. 주관적동의수준변수에대한자세한측정방식은 변수측정 섹션에서술되어있다. 176

17 이후실험참가자들은제시받은의혹제기상황에대한팩트체크기사를제공받았다. 앞서서술하였듯, 실험참가자는 (1) 사실반거짓반, (2) 사실, (3) 거짓 으로판정내린팩트체크뉴스기사중하나에무작위로노출되었다. 제기된의혹을 사실반거짓반 을최종판정으로제시한팩트체크기사에서는제기된의혹이사실인근거와거짓인근거모두를제시하였다. 반면, 제기된의혹을 사실 로판정한기사에서는 사실 임을지지하는근거만을, 거짓 으로판정한기사에서는 거짓 임을지지하는근거만을제시하였다. 팩트체크기사제공후앞에서측정했던방식과동일하게제기된의혹에대한실험참가자의주관적동의수준을반복측정하였다. 총 12가지의실험조건에무작위로배치된실험참가자수와각조건별후보지지자분포는아래의 < 표 1> 과같다. 표 1. 의혹제기상황과팩트체크기사유형에따른 12 개의실험조건 의혹제기상황 팩트체크기사유형 거짓사실반거짓반사실 총합 문재인의홍준표의혹제기 93 (37/21/22/13) 92 (36/21/19/16) 94 (35/21/19/19) 279 (108/63/60/48) 문재인의안철수의혹제기 87 (35/23/17/12) 91 (36/22/17/16) 91 (38/21/19/13) 269 (109/66/53/41) 홍준표의문재인의혹제기 91 (34/21/17/19) 86 (34/21/18/13) 94 (40/23/17/14) 271 (108/65/52/46) 안철수의문재인의혹제기 91 (37/22/19/13) 91 (38/24/17/12) 91 (37/21/20/13) 273 (112/67/56/38) 총합 362 (143/87/75/57) 360 (144/88/71/57) 370 (150/86/75/59) 1,092 (437/261/221/173) 주. 괄호속의숫자는순서대로 ( 문재인지지자 / 홍준표지지자 / 안철수지지자 / 기타후보지지자 ) 를의미. 177

18 2) 변수측정 (1) 종속변수 : 제기된의혹에대한주관적동의수준본연구에서는팩트체크기사유형이팩트체크기사가다루고있는정치적의혹에대한실험참여자의주관적동의수준에미치는효과를살펴보았다. 이를측정하기위해실험참여자에게 귀하는 [ 제기된의혹 ] 이라는 [ 후보자이름 ] 후보의주장에대해얼마나동의하십니까? 라는질문을제시한후, 제기된의혹에대한응답자의주관적동의정도를 7점리커트척도 (1= 매우반대한다 ;7= 매우찬성한다 ) 를이용해측정하였다. 제기된의혹에대한주관적동의수준은팩트체크기사를제시이전 (M=4.00, SD=1.79) 과제시이후 (M=3.93, SD=1.79) 로 2차례반복측정되었다 (r=.80, p<.001). 2) 실험요인 : 팩트체크기사유형, 의혹제기상황, 지지후보본연구에서는팩트체크기사유형에따라제기된의혹에대한실험참가자의동의수준에미치는효과가의혹제기상황조건과유권자의지지후보라는조절변수에따라어떻게달라지는지를살펴보았다. 즉 팩트체크기사유형, 의혹제기상황, 지지후보 의세요인을이용해의혹에대한실험참여자의주관적동의수준변화를설명하였다. 이미제시한 < 표 1> 에서실험요인별실험참여자수를살펴볼수있다. 3) 분석방법 이번실험디자인에서는팩트체크기사유형 (3수준), 의혹제기상황 (4수준), 지지후보 (4수준) 총세개의개체간요인과반복측정된제기의혹에대한주관적동의수준시점변화 ( 팩트체크기사제공이전과이후 ) 의개체내요인이사용되었다. 그러나본연구의주요관심사가팩트체크기사유형이제기의혹에대한주관적동의수준변화에미치는효과와이효과가어떻게조절변수에 178

19 따라달라지는가를살펴본다는점에서, 두시점의주관적동의수준변화점수 (change score; Allison, 1990) 를세개의개체간요인으로설명하는 3원분산분석 (three-way analysis of variance) 테스트를실시하였다. 또한세개의개체간요인들을교차하여생긴 48개의실험조건별로제기의혹에대한주관적동의수준의변화정도를살펴보기위해실험데이터분석에서자주사용되는효과크기 (effect size, ES) 측정치인코헨 (Cohen s, Dunlap et al., 2008) 를비교하였다. 4. 연구결과 1) 기술통계분석 본실험에서는총 3개의개체간요인 ( 의혹제기상황, 지지자, 팩트체크기사유형 ) 과 1개의개체내요인 ( 기사제시전후 ) 에따라팩트체크기사에서점검하는의혹에대한주관적동의정도가어떻게달라지는지살펴보았다. 우선각요인의수준에따라실험참여자의주관적동의정도가어떻게달라지는가는아래의 < 그림 1>( 자세한통계치는저자에게요청하면받을수있다 ) 에제시되어있다. 아래의그림에서잘나타나듯전반적으로자신이지지하는후보가제기한의혹에대해서는팩트체크기사의유형과기사제시전 후에상관없이주관적동의정도가높게나타나고있다. 예를들어문재인후보지지자의경우문재인후보가다른후보에대해제기한의혹에대한동의수준 (< 그림 1> 의 R1C1, R2C1) 은다른후보가문재인후보에대해제기한의혹에대한동의수준보다높은모습이었다 (< 그림 1> 의 R3C1, R4C1). 반면홍준표후보지지자는문재인후보가홍준표후보에대해제기한의혹에대해서는동의수준 (< 그림 1> 의 R1C2) 이매우낮았지만, 홍준표후보가문재인후보에대해제기한의혹에비해상대적으로높은동의수준을보였으며 (< 그림 1> 의 R3C2), 이는안철수후보지지자에게서도비슷하게나타났다 (< 그림 1> 의 R1C3와 R4C3 비교 ). 기타후보를지지 179

20 했던실험참여자의경우문재인후보가홍준표후보에대해의혹을제기한경 우에서만전반적으로동의수준이높게나타났다 (< 그림 1> 의 R1C4). 그림 1. 의혹제기상황, 지지후보, 팩트체크기사유형별제기된의혹에대한동의수준변화 그러나무엇보다흥미로운점은팩트체크기사의유형별응답자의동의수준변화다. 의혹제기상황과지지후보에따른 16개상황모두에서팩트체크기사유형은유사하게나타났다. 첫째, 팩트체크기사에서제기된의혹을 거짓 으로판정한경우, 제기된의혹에대한응답자의주관적동의수준은감소하였다. 둘째, 팩트체크기사에서제기된의혹을 진실 이라고판정한경우, 제기된의혹에대한응답자의주관적동의수준은증가했다. 셋째, 팩트체크기사에서제기된의혹을 진실반거짓반 으로모호하게판정한경우, 제기된의혹에대한응답자의동의수준은대부분감소하였으나, 몇몇조건에서는미미하게증가하는모습 (< 그림 1> 의 R4C1, R1C2, R3C2, R4C2 등 ) 이었다. 180

21 2) 의혹제기상황과지지후보자별팩트체크기사유형의태도변화효과팩트체크기사의유형이제기된의혹에대한주관적태도를어떻게변화시키며, 그효과가의혹제기상황과지지후보자에따라어떻게다르게나타나는지를알아보기위해분산분석을실시하였다. 팩트체크기사에따른태도변화를살펴보기위해기사가제시된후에측정한주관적동의수준에서제시되기이전의점수를빼준 변화점수 를구한후 (Allison, 1990), 변화점수를종속변수로하고, 팩트체크기사유형, 의혹제기상황, 지지후보자의제개체간요인을독립변수로하는 3원분산분석을실시하였다. 테스트결과는 < 표 2> 와같다. 3 표 2. 팩트체크기사제공후제시된의혹에대한동의수준변화 df F n 2 partial 독립변수팩트체크기사유형 (3집단) *** 0.10 조절변수의혹제기상황 (4집단) * 0.01 지지후보 (4집단) 원상호작용의혹제기상황 지지후보 기사유형 의혹제기상황 <.01 기사유형 지지후보 * 원상호작용의혹제기상황 기사유형 지지후보 오차 1,044 (1.12) 주. * p<.05, ** p<.01, *** p<.001. 괄호안은오차의평균제곱합을의미함. 3 본연구에서는정치커뮤니케이션연구에서통상적으로투입되는변수들 ( 인구통계학적변수들, 정치지식, 정치관심도, 정치적이념성향, 정치참여도, 정치효능감, 뉴스미디어이용량등 ) 도측정하였으며, 이들변수들을공변량 (covariate) 으로통제하기도하였다. 그러나이들변수들의효과를통제해도 < 표 1> 의결과는거의그대로유지되었다. 실험연구결과의간결성을위해본연구에서는공변량의효과까지고려한공분산분석 (analysis of covariance, ANCOVA) 결과를보고하지는않았다. 구체적인공변량측정방식과공분산분석추정결과가궁금한독자는저자들에게연락하면관련정보를얻을수있다. 181

22 < 표 2> 에서나타나듯, 통계적으로유의미한 3원상호작용효과가나타나지않았다 (F(18, 1044)= 1.22, p= n.s.). 또한두조건변수들 ( 의혹제기상황과지지후보 ) 사이에서 (F(9, 1044)= 1.25, p= n.s.), 그리고독립변수인팩트체크기사유형과의혹제기상황사이에서도 (F(6, 1044)=.68, p= n.s.) 통계적으로유의미한 2원상호작용은발견되지않았다. 그러나본논문의핵심독립변수인기사유형과지지후보사이에서는통계적으로유의미한상호작용효과 (F(6, 1044)= 2.64, p<.05, n 2 partial=.01) 를발견할수있었다. 즉팩트체크기사유형이제기된의혹에대한미디어이용자의동의수준변화에미치는효과는미디어이용자가지지하는후보가누구인지에따라달라지는것으로나타났다. 주효과의경우도흥미로운패턴을발견할수있었다. < 표 2> 에서나타나듯팩트체크기사유형은의혹에대한동의수준변화에매우강력한주효과를나타내고있었다 (F(2, 1044)= 56.87, p<.001, n 2 partial=.10). 또한의혹제기상황에따라서도동의수준이통계적으로유의미하게변하는것을확인할수있었다 (F(3, 1044)= 3.52, p<.05, n 2 partial=.01). 팩트체크기사제공에따라제기된의혹에대한태도변화가어떠한지를살펴보기위해대응표본티검증을이용해전체 48개실험조건 ( 팩트체크기사유형3개 의혹제기상황 4집단 지지후보 4집단 ) 에따라팩트체크기사전후의주관적동의수준이통계적으로유의미하게변화하는가를살펴보았다. 각조건별대응표본티검증결과와효과크기 (Cohen s D) 를계산한결과는 < 그림 2> 에서찾을수있다. 팩트체크기사전후로통계적으로유의미한평균차이를보인조건의개수는전체 48개조건들중총 18개였다 (< 그림 2> 에서진하게표현된코헨D의값 ; 약 38%). 팩트체크기사유형별로구분하면, 거짓 으로판명한팩트체크기사의경우전체 18개조건들중 7개 ( 약 44%, 코헨D 범위 ), 진실 이라고판명한팩트체크기사의경우전체 18개조건들중 7개 ( 약 44%, 코헨D 범위 182

23 .17.82), 반반 이라고판명한팩트체크의경우전체 18 개조건들중 4 개 ( 약 25%, 코헨 D 범위 ) 가통계적으로유의미한결과였다. 그림 2. 실험조건별팩트체크기사제시에따른효과크기변화패턴 주. 진하게표시된코헨 D 는대응표본티검증결과통계적으로유의미한 (p<.05) 평균차이가나타난경우를, 흐리게표시된코헨 D 는통계적으로유의미하지않은평균차이가나타난경우를의미함. 즉팩트체크기사가제기된의혹을 거짓 혹은 진실 이라고판정한경우논란이되는의혹에대해팩트체크기사의판정방향에부합되는방향으로미디어이용자의주관적동의수준이통계적으로유의미하게변화하는 설득효과 를확인할수있었다. 반면팩트체크기사가 사실반거짓반 으로모호한판정을내린경우통계적으로유의미한태도변화가일어날가능성은감소하지만, 미디어이용자는통계적으로유의미하게제기된의혹을불신하는모습을보였다. 183

24 즉 연구문제1 과관련하여 < 표 2> 와 < 그림 2> 의결과는국내미디어이용자에게나타나는팩트체크뉴스효과는부메랑효과가아닌설득효과에가깝다는것을보여준다. < 그림 2> 의결과에서명확하게나타나듯, 홍준표후보지지자를제외한모든실험참여자집단에서팩트체크뉴스에서 사실 판정을내릴경우제기된의혹에대한주관적동의수준이전반적으로상승하였고, 거짓 판정을내릴경우제기된의혹에대한동의수준이전반적으로하락한것을확인할수있었다. 물론홍준표후보지지자에게서는팩트체크뉴스의효과가나타나지않았지만, 이집단에서는설득효과는물론부메랑효과도발견되지않았다. 다시말해적어도이연구에서다루고있는네가지정치적의혹제기상황의경우, 팩트체크뉴스는국내의미디어이용자에게설득효과를미친다고보는것이타당하다. 또한 연구문제2 와관련하여홍준표후보지지자집단을제외한나머지실험참여자들에게서 사실반거짓반 판정을내린팩트체크뉴스는약하지만제기된의혹을불신하는결과를보였다. 즉모호한판정을내린팩트체크뉴스는 거짓 판정을내린팩트체크뉴스보다는약하지만이와비슷한효과를보이는것으로나타났다. 5. 논의및결론 본연구에서는국내외에서새로운저널리즘보도양식으로주목받고있는팩트체크뉴스가정치적의혹을접한미디어이용자에게어떠한영향을미치는지를실험연구를통해살펴보았다. 정치적논란의대상이되는정치인의의혹제기에대해각각 사실반거짓반, 사실, 거짓 판정을내린팩트체크뉴스의효과가의혹제기상황 ( 어떤후보가어떤후보에대해의혹을제기하였는가?) 과미디어이용자의정치성향 ( 어떤후보를지지하는가?) 에따라어떻게달라 184

25 지는지를테스트하기위해일반유권자를대상으로온라인실험을진행하였다. 주목할결과는다음의세가지다. 첫째, 홍준표후보지지자를제외한대부분의미디어이용자가팩트체크뉴스에포함된판정결과를수용하는쪽으로태도를바꾸는설득효과 (Fridkin et al., 2015; Wood & Porter, 2016) 를발견하였다. 특히주목할점은팩트체크뉴스의설득효과가정치적의혹제기가발생한상황이나미디어이용자의정치성향에상관없이비슷한양상으로나타났다는사실이다. 팩트체크뉴스가새로운저널리즘보도양식으로주목받고있지만, 팩트체크뉴스가잘못된정보를교정 차단하고정치인의무분별한의혹제기를막을수있을까에대한회의적반응이적지않았다 (Uscinski & Butler, 2013). 실제로미국에서수행된상당수의실증연구에서는팩트체크뉴스가사실에기초하지않은신념을강화시키고심지어확산시킬수도있다는부메랑효과를발견하기도했다 (Nyhan & Reifler, 2010). 그러나본실험은팩트체크뉴스가정치적의혹을접한국내의미디어이용자에게미친효과가부메랑효과보다는설득효과에가까움을뒷받침하는실증적증거를제시하고있다. 그렇다면왜팩트체크뉴스의부메랑효과가나타나지않았을까? 우선국내미디어이용자가해외, 보다구체적으로미국의미디어이용자와다르기때문일까? 다시말해해외선행연구에서지적하듯, 미국의미디어이용자는정치적동기를기반으로정치적정보를처리하는반면 (Nyhan & Reifler, 2010; Taber & Lodge, 2006), 국내의뉴스이용자는정치적동기를배제하고정치적정보를처리한것일까? 추가적인실증연구가필요하겠지만, 이가능성은현실가능성이높지않다. 보수-진보유권자의뿌리깊은갈등, 정치적이념성향에따라뚜렷하게분화된신문산업을생각해볼때 ( 민희 이원태, 2005; 손석춘, 2011), 국내미디어이용자가딱히미국의미디어이용자에비해뉴스를접하고이해할때정치적동기를개입하지않는다고가정하기어렵기때문이다. 두번째가능성은실험참가자들이실험자극으로사용된팩트체크뉴스 185

26 의보도기관을접하지않았다는점에서찾을수있다. 미디어이용자가뉴스를접할때, 언론사정보는보도의정치적편향성을판단할수있는중요단서 (cue) 일수있다. 그러나본실험에서는언론사정보라는중요단서가배제되었기때문에미디어이용자의정보처리과정에서정치적동기가개입되지않았을수있다. 그러나실험의배경이선거라는점, 그리고정치적의혹을제기한당사자가 후보자 였다는점에서, 미디어이용자가팩트체크뉴스를접하고이해할때정치적동기가개입하였을가능성이완전히배제되었다고보기어렵다. 우리는실험자극으로택한정치적의혹이미디어이용자의정치적의사결정에미치는영향력이낮았기때문에부메랑효과가발생하지않았다고생각한다. 앞에서상술하였듯, 실험에사용된정치적의혹은무엇을기준으로어떤자료를찾는가에따라 거짓 으로혹은 사실 로판정될수있기때문이다 (Uscinski & Butler, 2013). 일반시민입장에서이렇듯애매한정치적의혹은일상적으로벌어지는정치적논란에불과하다고인식할가능성이높다. 실험참여자의관점에서제시받은정치적의혹은자신의정치적신념이나정체성을결정짓는필수적인정치적정보가아니기때문에팩트체크뉴스의판정에대한심리적저항을느끼지않았을가능성이높다. 선행연구에서지적하듯 (Taber & Lodge, 2006), 제시받은정치적의혹에대한심리적개입수준이낮으면정치적동기화가발생하지않는다. 실제로부메랑효과가설을지지하는연구들에서사용하는정치적의혹은정치적으로격렬하게논의되거나 ( 예를들어 이라크의대량살상무기보유 ) 정치적신념의근간을형성하는 ( 예를들어 세금인하 나 줄기세포 ) 이슈들인경우가많은반면 (Nyhan & Reifler, 2010의실험자극참조 ), 설득효과가설을지지하는연구들에서는상대적으로정치적논란의대상이아니거나혹은단순한사실확인이가능한이슈들인경우가많다 (Wood & Porter, 2016의실험자극참조 ). 이번실험에서도마찬가지였다. 실험자극으로사용된정치적의혹들은모두논란의대상이되었지만, 격렬한정 186

27 치적논란에휩싸였던의혹이라고보기는어렵다. 즉실험참여자입장에서제시받은의혹에대한신뢰여부는자신의정치적선택이나정체성에영향을미치는핵심적인정보는아니었을가능성이높다. 물론팩트체크뉴스가다루고있는정치적의혹에대한미디어이용자의개입정도가팩트체크뉴스효과의방향성을판가름하는지여부는향후연구를통해실증되어야할것이다. 둘째, 이번연구에서는정치적의혹에대해 사실반거짓반 으로판정한팩트체크뉴스의효과가 거짓 으로판정한팩트체크뉴스의효과에가깝다는것을발견하였다. 정치적의혹에대해본질적으로사실여부를명확하게판가름하기어렵다는점에서, 대부분의팩트체크뉴스에서는논란이되는정치적의혹에대해 사실반거짓반 판정을내리기쉽다. 그러나가장많이나타나는판정방식임에도미국에서진행된대부분의선행연구에서는잘못된정치적정보에대해 거짓 판정을내린팩트체크뉴스효과에집중하고있다. 물론거짓된정보가정치적의사결정을왜곡하는것을막자는것이팩트체크뉴스의출발이었다는점에서이들연구는나름의타당성을확보하고있다. 그러나이들연구는미디어이용자가일반적으로접하는모호한판정의팩트체크뉴스효과를다루지못하였다는한계가있었다. 본논문은팩트체크뉴스의모호한판정에대한실증적결과를제시하였다는점에서이론적 실제적가치를갖고있다. 그렇다면왜팩트체크뉴스의 사실반거짓반 판정은 거짓 판정을내린것과비슷한효과를가질까? 이에대해서는두가지이론적설명이가능하다. 먼저사람에게보편적으로나타나는부정성편향 (negativity bias; Rozin & Royzman, 2001) 으로그이유를설명할수있다. 즉같은양의정보라도사람들은부정적인정보에더크게영향을받는경향이강하기때문에, 사실반거짓반 판정을내린팩트체크뉴스를접한미디어이용자는거짓에더민감하게반응하기쉽다. 부정성편향은보편적으로확인되는심리적현상이라는점에서충분한이론적설명이가능하다. 또한이결과는정치인에대한미디어이 187

28 용자의불신이반영된것으로도설명가능하다. 정치인을불신하는미디어이용자는정치인의발언에대한긍정적정보보다부정적정보를쉽게받아들일가능성이높기때문이다 (Diggo & Lopez, 1992; Taber & Lodge, 2006). 셋째, 홍준표후보지지자의경우팩트체크뉴스에거의영향을받지않는것으로나타났다. 이결과에서이론적함의와현실적함의를얻을수있다. 우선이론적측면에서본실험결과는자신의정치적태도에합치되지않는메시지를접했을때진보적유권자에비해보수적유권자에게서심리적저항이더강하게나타난다는해외연구결과와일치한다 (Lewandowsky et al., 2012). 실제로팩트체크뉴스효과에대한연구에서도연구결과는비슷하게나타난다. 팩트체크뉴스의설득효과를확인한우드와포터 (Wood & Porter, 2016) 의연구에서도진보적유권자에비해보수적유권자에게서설득효과의크기가약하게나타났으며, 부메랑효과를실증한나이한등의연구 (Nyhan & Reifler, 2010; Shin & Thorson, 2017) 에서도보수적유권자의부메랑효과가진보적유권자의부메랑효과보다더뚜렷하게나타났다. 탄핵직후실시된 2017년대선당시에는과거선거보다많은후보들이출마했고, 정당별이념적지형도불분명했다. 다만, 홍준표후보지지자의경우는다른후보지지자와달리보수색채가분명했다고볼수있으며, 이는팩트체크뉴스의설득효과에대한본연구결과가해외연구결과와상이하지않음을시사한다. 본연구는팩트체크뉴스의설득효과를실증하였지만, 다음과같은한계들에서자유롭지못하다. 먼저, 본연구에서다룬팩트체크뉴스에는텍스트정보만을제시하였다. 가렛등 (Garrett et al., 2013) 의연구가잘보여주듯, 팩트체크뉴스의효과는뉴스내용은물론뉴스와같이제시되는사진이나동영상등의맥락정보에의해크게달라질수있다. 이들의실험에따르면무슬림에대한고정관념에부합하는사진이함께제공된팩트체크뉴스는무슬림관련왜곡된정보를기반으로한정치적신념을설득하는데실패했다. 본실험에서는팩트체크뉴스기사에텍스트정보만을제시하였으며, 이과정에서사진 188

29 이나동영상, 팩트체크판정아이콘등시각적요소들을철저히배제하였다는점에서미디어이용자가일반적으로접하는뉴스환경과매우다르다. 향후연구에서는미디어이용자의뉴스이용환경과유사한방식의실험조건을갖추는방식으로보다타당성과적용가능성을높인실험을실시할필요가있다. 다음으로, 실험연구의특성상실험에참여한모든미디어이용자들은무작위로배치된팩트체크뉴스에강제노출 (forced exposure) 되었는데, 이는현실환경에서나타나는선택적뉴스노출과다르다. 여느뉴스와마찬가지로팩트체크뉴스역시이용자의선택적노출경향에서자유롭지못하다 (Shin & Thorson, 2017). 실제로국외의선행연구에서잘나타나듯, 팩트체크뉴스를주로접하는사람들은민주당지지자일확률이높으며, 팩트체크뉴스를 선택적으로공유 하는사람들역시도민주당지지자일확률이더높다 (Shin & Thorson, 2017). 즉우리가실험을통해확인한팩트체크뉴스의설득효과가현실의미디어환경에서어느정도나실현가능한지를살펴보기위한설문조사나빅데이터연구등이필수적이다. 또한팩트체크의주체에따른효과역시살펴보지도못했다. 미국의팩트체크뉴스보도주체는 워싱턴포스트 나 탬파베이타임즈 와같은기존언론사도존재하지만, 아넨버그공공정책센터 (Annenberg Public Policy Center) 나 책임정치연구소 (Center for Responsive Politics) 등의비정파적조직도존재한다. 그러나국내의팩트체크뉴스보도주체는기존의신문사 방송사인경우가대부분이다. 이번실험의경우, 팩트체크뉴스보도언론사정보를밝히지않았다. 그러나현실의미디어환경에서는미디어이용자는팩트체크뉴스를보도하는언론사의정치적성향을팩트체크뉴스의신뢰도를평가하는맥락정보로고려할가능성이높다. 특히국내의신문매체는보도의내용과신문이용자의정치적성향이라는점에서매우강한정치적양극화현상이확인되고있다. 이런점에서향후연구는미디어정보원과정보원에대한이용자의태도가팩트체크뉴스의설득효과에어떤영향을미치는지점검할필 189

30 요가있다. 끝으로본연구의결과를판단할때, 진행시점이선거가종료되고당선자가확정된후진행되었다는점과투표기권자를포함하지않은것도잠재적한계점이라고할수있다. 이미당선자가확정된시점에서정치적의혹에대한시민들의관심도는하락할수밖에없으며, 따라서본연구의실험자극의검증력 (statistical power) 은약화될수밖에없다. 또한약 23% 에달하는기권자들을고려하지않았다는점도본연구의약점이다. 정치적의혹과같은부정적정치뉴스가정치적냉소주의를야기시키고 (Cappella & Jamieson, 1997), 심지어투표율을저하시킨다는해외의보고사례 (Ansolabehere, Iyengar, Simon, & Valentino, 1994) 를감안할때, 무당파나중도파들이어떻게팩트체크뉴스의판정에어떤영향을받는지를살펴보지못한것은매우아쉬운점이다. 연구의한계점들에도불구하고, 본연구는정치적의혹에대한팩트체크뉴스의판정결과가국내미디어이용자의태도에미치는효과를실증적으로살펴보았다는점에서이론적 실제적가치를갖는다. 팩트체크뉴스는가짜뉴스, 루머등의거짓정보에대한저널리즘적대안으로등장하고있지만, 팩트체크뉴스가추구하는이상이현실에서구현되는지에대해서는실증적조사가부족한상황이다. 이점에서팩트체크뉴스가미디어이용자의태도변화에미치는효과를살펴본본연구를시작으로팩트체크뉴스의가치와잠재적한계점에대한다양한연구들을기대한다. 190

31 참고문헌 김선호 김위근 (2017) 팩트체크를체크한다. < 미디어이슈 >, 3권 7호. 한국언론진흥재단. 마동훈 오택섭 김선혁 (2013). < 저널리즘공공성실현을위한한국형팩트체킹모델연구 >. 서울 : 한국언론재단민희 이원태 (2015). 유권자의이념성향과미디어이용. 한국정당학회보, 14 권 1호, 서울대학교언론정보연구소 (2017). SNU팩트체크, 숫자로본 19대대통령선거. 손석춘 (2011). 한국의미디어집중과여론다양성의위기. 한국언론정보학보, 56권, 정은령 (2017). 팩트체킹뉴스의미와한계. < 관훈저널 >, 143(2017 여름 ), 최순욱 윤석민 (2017). 협업형사실검증서비스의의의와과제. < 사이버커뮤니케이션학보 > 34권 2호, 황용석 권오성 (2017). 가짜뉴스의개념화와규제수단에관한연구. < 언론과법 >, 16권 1호, Allison, P. D. (1990). Change scores as dependent variables in regression analysis. Sociological Methodology, 20, Ansolabehere, S., Iyengar, S., Simon, A., & Valentino, N. (1994). Does attack advertising demobilize the electorate?. American Political Science Review, 88(4), Amazeen, M. A. (2015). Revisiting the epistemology of fact-checking. Critical Review, 27(1), Bennett, W. L. (1990). Toward a theory of press state relations in the United States. Journal of communication, 40(2), Cappella, J. N., & Jamieson, K. H. (1997). Spiral of cynicism: The press and the public good. New York: Oxford University Press. Delli-Carpini. M. X., & Keeter, S. (2005). What Americans know about politics and why it matters. New Haven: Yale University Press. 191

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34 A b s t r a c t The Effects of Fact-check News on Political Allegations during the Presidential Election Persuasion or Boomerang Effect? Sonho Kim Senior Researcher, Korea Press Foundation Young Min Baek Associate Professor, Yonsei University This study, relying on a randomized experimental design, investigates the ways in which fact-checking news influences voters perception on a candidate s allegation on opposing candidates during the presidential election. Basically, our experiment consists of two stages. At the first stage, after being exposed to a candidate s allegation on a competing candidate, participants perception on the allegation was measured: (1) candidate Moon s allegation on candidate Ahn, (2) candidate Moon s allegation on candidate Hong, (3) candidate Ahn s allegation on candidate Moon, and (4) candidate Hong s allegation on candidate Moon. At the second stage, participants were exposed to one of three types of fact-checking news, (1) half true, (2) true, and (3) false ; and then their perception on the allegation was repeatedly measured. With these two manipulated factor, we consider one observed factor, that is, chosen candidate, (1) candidate Moon, (2) candidate Hong, (3) candidate Ahn, and (4) other minor candidates. Results of three-way analysis of variance explaining the change score of participants perception on the exposed allegation revealed that fact-checking news succeeded to change participants perception according to the direction of the fact-checking news judgment. Interestingly, participants exposed to fact-checking news judging half true thought the allegation was false rather than true, indicating news audience holds strong negativity bias towards fact-checking news judgment. Theoretical and practical discussions are provided. K E Y W O R D S fact-checking news persuasion effect boomerang effect negativity bias journalism value candidate s allegation 194