형사정책연구 Korean Criminological Review 제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 1) 노성훈 * 조준택 ** 국 문 요 약 그동안국내에서는범죄두려움에관한연

형사정책연구 Korean Criminological Review 제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 1) 노성훈 * 조준택 ** 국 문 요 약 그동안국내에서는범죄두려움에관한연구들이다수발표되어왔으며최근에는다수준분석을활용하여개인특성과지역특성을함께고려한연구들이소개되고있다. 하지만미국과유럽의연구들과달리국내에서는범죄율과외국인비율을지역변수로사용한연구를찾아보기어렵다. 본연구에서는서울시의 2013 년도시정책지표조사자료를활용하여개인적특성과지역적특성이범죄에대한두려움에미치는영향을분석하였다. 두가지연구목적이있었는데하나는지역의외국인비율, 범죄율, 무질서수준이지역주민의범죄에대한두려움에미치는영향력의유의성과상대적크기를비교하는것이고다른하나는개인적특성과범죄에대한두려움간의상관관계가지역변수에의해어떻게조건화되는지를밝히는것이었다. 분석결과세지역변수를모두모형에투입했을때유일하게무질서만이구체적범죄두려움에통계적으로유의한수준에서정적인영향을미치는것으로나타났다. 개인수준과지역수준변수간의상호작용효과에있어서는범죄두려움에있어서의성별의차이가지역의범죄율에의해유의한수준에서조건화되는것으로나타났다. 남성에비해여성이범죄두려움을더욱느끼는데이러한차이는거주지역의범죄율이높을수록증가하였다. v 주제어 : 범죄두려움, 무질서, 범죄율, 외국인비율, 다수준분석, 외국인범죄, 다문화, 이민자범죄 * 경찰대학부교수 ** 경찰대학연구원

446 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) I. 서론 그동안국내외의수많은연구들이범죄에대한두려움의결정요인들에관해연구해왔다. 범죄현상을연구하는분야에서는범죄율만큼이나범죄에대한두려움을중요한연구주제로취급하고있다. 범죄에대한두려움은개인적차원에서는정신건강이나신체적기능에부정적인영향을미치고타인에대한신뢰감감소, 사회생활에있어서의참여도저하등을초래한다 (Stafford, Chandola, & Marmot, 2007). 또한범죄에대한두려움은삶에대한전반적인만족도를낮춘다 (Hanslmaier, 2013). 사회공동체차원에서는지역사회에만연한범죄에대한두려움이이웃간의유대감을약화시키고더나아가지역사회전반의네트워크를느슨하게만들어 사회적자본 (social capital) 의수준을약화시킬위험이있다 (Skogan, 1990; Wilson & Kelling, 1982). 범죄에대한두려움의결정요인으로는크게개인적특성과지역적특성으로구분되어논의되어왔다. 개인적특성은성별, 연령, 사회경제적지위등과같이범죄피해취약성에영향을미치는요인들이며, 지역적특성은무질서, 사회유대, 집합적효능감, 인종 민족구성, 빈곤수준, 주거이동성, 범죄발생수준, 경찰활동등과같은지역사회통제요인과구조적요인을포함한다. 범죄두려움의의미에대해서는대체적으로다면적측면이있다는점에동의하고있으며많은연구들이 범죄에대한두려움 (fear of crime) 과 범죄위험인식 (perceived risk of crime) 을구분하여사용한다. 전자는특정되지않은범죄에대하여막연하게느끼는감정적수준의불안감을의미하며 일반적범죄두려움 이라고부르기도한다. 후자는구체적인범죄유형을염두에두고범죄의발생위험성을고려한피해위험인식으로흔히 구체적범죄두려움 이라고도일컫는다 (Rountree, 1998; 황의갑, 2009). 국내에서도많은범죄두려움연구들이발표되었다. 최근에는다수준분석방법을사용하여하나의연구모형속에개인적수준의특성과지역사회수준의특성을모두고려한연구결과들이점차증가하고있다. 그런데이러한국내연구들은지역적요인으로서주로무질서, 지역사회유대, 경찰활동등을고려하고있는반면지역사회의범죄율이나외국인비율은거의다루지않고있다. 최근에시군구의범죄율을지역사회변수에포함시킨범죄두려움연구가한편발표되었으며 ( 박윤환 장현석,

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 447 2013), 행정동단위의외국인비율을고려한연구가두편발표된바있다 ( 노성훈, 2013; 노성훈 조준택, 2014). 이들연구들에서는각각범죄율과외국인비율의증가가범죄에대한두려움을높이는요인으로나타났다. 그런데이러한결과만으로지역의범죄율이두려움에영향을미친것인지아니면외국인비율이두려움을증가시킨것인지분명하지않다. 한국형사정책연구원이발표한보고서에따르면외국인밀집지역은다른지역에비해높은범죄율을보이고있다 ( 최영신 강석진, 2012). 그런데이러한높은범죄율은그지역에사는외국인뿐만아니라내국인에의해저질러지는범죄가다른지역에비해더욱빈번히발생하고있기때문이다. 보고서는외국인에의한 5대범죄발생률의증가추세가우려할만한수준이기는하지만아직까지외국인의범죄율이내국인의범죄율에비해낮은상태라는점을강조하고있다. 따라서외국인비율과범죄발생률간의관계를고려할때두변수가모두포함된연구를통해범죄두려움에미치는지역수준의특성을확인할필요가있다. 아울러, 박윤환 장현석 (2013) 의연구는개인수준의변수를전혀포함하지않았으며범죄두려움변수도지역단위로합산한값을사용했기때문에개인간에존재하는두려움의차이를고려하지않은한계가있다. 노성훈 (2013) 과노성훈 조준택 (2014) 의연구는외국인비율을응답자의주관적인인식에의존하여측정하였기때문에객관적으로측정된지역사회외국인비율이범죄두려움에미치는영향에대해서는여전히미지수로남아있다. 이밖에서로다른수준의변수들의영향이어떻게상호작용하여범죄두려움에영향을미치는지에대해서도국내에서는별로연구된바가없다. 이번연구의일차적인목적은무질서, 범죄율, 외국인비율이각각범죄에대한두려움에미치는영향의유의성을검증하는것이다. 1) 또한범죄두려움에대한지역사회수준변수들의설명력을비교하여보다적합한모형을확인하는것이다. 두번째목적은다수준분석방법을활용하여개인수준의특성과범죄두려움사이의상관관계가지역수준의변수들에의해어떻게조건화되는지검증하는것이다. 1) 지역사회유대, 집합적효능성, 경찰활동등의지역사회변수들은분석자료의한계로인해분석에포함되지못했다.

448 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) Ⅱ. 이론적배경과선행연구 1. 지역사회무질서와범죄에대한두려움 지역사회의무질서수준은범죄에대한두려움의가장중요한설명변수중의하나이다. 헌터 (Hunter, 1978) 는미국법무부에제출한보고서에서지역사회의무질서한상태는지역사회가점차쇠락하고있으며일탈적행위에대해서지역사회차원의통제가부재하다는것을나타내어그지역내에서범죄피해의위험성이증가한다는중요한 상징 (symbols) 이된다는점을지적하였다. 이러한주장은사회학의주요패러다임중의하나인 상징적상호작용이론 에근거를두고있다. 조지허버트미드 (Mead, 1934) 와허버트블루머 (Blumer, 1969) 에의하면인간은주어진상황속에서자신이발견한타인이나사물에대하여상징적의미를부여하고이를토대로행동하는존재이다. 또다른상징적상호작용이론가인어빙고프만 (Goffman, 1971) 에의하면사람들은일상생활을하면서그들의눈에띄는사소한무질서행위들에대해그지역에존재하는보다심각한문제가일부겉으로표출된것으로해석하는경향이있다고한다. 사람들은자신에게관찰된무질서상태나행위에대해지역사회전반의안전상태를나타내는징표라는의미를부여한다는것이다. 인지된무질서의수준은실제적인범죄발생수준보다사람들의마음과행동에더직접적인영향을미친다. 헌터 (Hunter, 1978) 는지역의공식적범죄통계수준보다인지된무질서수준이범죄에대한두려움에더중요한결정요인이라고주장한다. 바쁘게살아가는도시인들의입장에서지역사회에범죄가얼마나발생하고있는지일일이신경쓰기가어려운반면지역사회내의무질서수준은일상생활속에쉽게관찰되기때문이다. 1980년대들어와서윌슨과켈링 (Wilson & Kelling, 1982) 이 깨어진유리창이론 (broken window theory) 을통해지역사회내에방치된무질서행위나상태가지역주민들이느낀안전감을낮추고궁극적으로그지역의범죄율을증가시킨다는점을이론화하였다. 스코건 (Skogan, 1990) 역시 쇠퇴의악순환 (spiral of decay) 이라는개념을통해무질서가어떻게지역사회구성원들의범죄에대한두려움을증가시키고더나아가전반적인삶의질을하락시키며결국에지역사회의쇠

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 449 락으로이어지는가를설명하였다. 개념적으로무질서는낙서, 오물, 버려진집등과같은 물리적무질서 (physical disorders) 와배회하는비행청소년, 술주정꾼, 성매매여성등과같은 사회적무질서 (social disorders) 를구분된다. 무질서가범죄두려움에미치는유의한영향에대해서는수많은경험적인연구들을통해반복적으로입증되어왔다 (Brunton-Smith & Sturgis, 2011; Franklin, Franklin, & Fearn, 2008, LaGrange, Ferraro & Supancic, 1992; Kohm, 2009; Lewis & Maxfield, 1980; Markowitz, Bellair, & Liska, 2001; Robinson, Lawton, Taylor, & Perkins, 2003; Roh & Oliver, 2005; Schafer, Huebner & Bynum, 2006; Taylor, 2001; Wyant, 2008). 하지만국내연구에있어서는다소엇갈리는결과들이보고되었다. 지역사회의무질서에대한인식이범죄에대한두려움을증가시킨다는점을확인한연구들이있는반면 ( 노성호 김지선, 1998; 노성훈, 2013; 노성훈 조준택, 2014; 박윤환 장현석, 2013; 조은경, 2003; 차훈진 정우일, 2013; Roh, Kim & Kwak, 2013), 일부연구들은한국적상황에서무질서모형의적합성에의문을제기하고있다 ( 박철현, 2005; 정승민, 2007). 예를들어, 박철현 (2005) 은대학생들을대상으로심층면접을실시한결과무질서를나타내는징표들이범죄에대한두려움을불러일으키는효과가없다고결론짓고있다. 미국과달리한국은야간에거리를혼자다니면서두려움을느낄정도의우범지대가형성되어있지않으며사회적무질서현상자체를관찰하기가어렵다는점을원인으로제시하고있다. 2. 범죄발생수준과범죄에대한두려움 지역의범죄발생수준이범죄에대한두려움에영향을미칠것이라는주장은논리적으로상당히설득력이있다고할수있다. 강력범죄가빈번히발생하는지역에사는주민들이그렇지않은지역에사는주민들에비해더높은수준의범죄에대한두려움을갖는것은어떻게보면당연한현상이다. 자신이거주하는지역의범죄발생률이높다는것은설령아직까지는범죄로인한피해를당하지는않았지만머지않은장래에범죄피해자가될가능성이높다는것을의미하기때문이다. 이러한추

450 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 론은여러연구들을통해경험적으로입증되어왔다. 최근 영국범죄피해조사 자료를다수준분석을통해분석한연구에서공식범죄통계를통해측정된지역의범죄발생수준은범죄에대한두려움에정적인영향을미치는것으로나타났다 (Brunton-Smith & Stugis, 2011). 테일러 (Taylor, 2001) 가미국볼티모어시에서실시한연구에서도무질서등다른지역사회수준의변수들을모두고려했을때공식범죄통계상의주거침입절도발생률이높은지역일수록범죄두려움이높게나타났다. 뉴질랜드에서실시된연구에서도지역의범죄발생률은범죄에대한두려움을증가시키는것으로분석되었다 (Breetzke & Pearson, 2014). 뷔서와동료들 (Visser, Scholte, & Scheepers, 2013) 의연구에서는유럽의 25개국을대상으로국가수준의범죄율과범죄두려움간의관계를분석한결과범죄율이높은국가일수록국민들이범죄에대해더욱두려움을느끼는것을나타났다. 이외에도다수의연구들이범죄발생수준이범죄두려움에대한유의한영향을보고하고있다 (Liska, Lawrence & Sanchiricom, 1982; Markowitz et al., 2001; Skogan & Maxfield, 1981; Wilcox-Rountree & Land, 1996; Wyant, 2008). 하지만지역의범죄발생수준이범죄두려움에미치는영향에관하여모든연구결과들이일치된결론을제시하고있지는않다. 적지않은연구들이범죄발생률이범죄두려움에미치는영향이통계적으로유의하지않다고결론짓고있다 (Ferraro, 1995; Kershaw et al., 2000; Robinson et al., 2003). 이들연구는범죄두려움이공식범죄통계를바탕으로하는객관적인범죄위험수준에의해결정되는것이아니라고주장한다. 객관적인통계자료보다는오히려주관적으로인식하는지역사회내의범죄발생위험이범죄두려움에직접적인관련이있다는것이다. 또한이는많은경우사람들이자신이거주하는지역의범죄발생률에대한정보를가지고있지않기때문이기도하다. 한슬마이어 (Hanslmaier, 2013) 가독일에서실시한설문조사를바탕으로분석한결과에따르면지역의범죄발생률은응답자가지역신문을구독하고있는경우에한해서범죄에대한두려움과유의한관계를나타냈다. 즉범죄발생률과범죄두려움간의관계는지역의범죄발생수준에대한정보력에의해조건화되어있다고해석할수있다. 범죄율과범죄두려움사이의관계를조사한국내의연구로는최근에발표된박윤환과장현석 (2013) 의연구가유일하다. 전국범죄피해조사자료를활용하여시군구

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 451 의지역단위에서범죄율과범죄두려움을비교하였다. 분석결과폭력범죄율이높은지역은일반적인범죄에대한두려움과폭력범죄피해에대한두려움이모두높은것으로나타났다. 이에반해재산범죄율은폭력범죄피해나재산범죄피해모두에있어서두려움과유의한관계를보이지않았다. 3. 외국인근접성과범죄에대한두려움 이질적인종이나민족의지역사회내거주가범죄두려움에미치는영향은주로 집단위협이론 (group threat theory) 에의해이론적으로뒷받침되어왔다. 집단위협이론은외국인들의유입으로인해자국내에서제한된자원이나사회적지위를차지하기위한경쟁이심화될것을우려한내국인들의심리적방어기제를설명한다 (Blalock, 1967). 기득권을침해당할지모른다는우려는이방인에대한적대감이나반감과같은부정적감정을불러일으키게된다. 지역내외국인의비율과범죄두려움간의관계에대한또다른이론적설명은시카고학파의 사회해체이론 (social disorganization theory) 에서찾아볼수있다. 시카고학파의사회학자들은특정지역사회의범죄집중화현상을그지역사회가가지고있는구조적특징들로인해그지역의범죄통제역량이약화된결과로해석하였고이러한현상을 사회해체 라고명명하였다 (Shaw & McKay, 1942). 그런데사회해체의정도를가늠할수있는중요한지표중의하나가그지역의인종적 민족적이질성이다. 서로다른인종과민족이많이사는지역일수록사회해체의정도가심각하며범죄통제기제가부실하다는것을의미한다. 따라서외국인유입의증가로인한지역사회의변화는내국인들로하여금장차범죄발생률의증가를예상하게하며이는범죄에대한두려움을증가시키는원인으로작용하게된다. 유럽에서는이민자의유입이내국인들의안전의식에미치는영향에대한연구결과들이다수발표되었다. 예를들어, 세미오노프와동료들 (Semyonov et al., 2012) 은유럽 21개국에서의이민자의규모와지역사회안전에대한인식간의관계를분석하였다. 그결과자신의거주지역에거주하는외국계이민자의숫자가많다고응답한사람일수록높은수준의범죄두려움을나타냈다. 뷔서와동료들 (Visser et al.,

452 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 2013) 도유럽의 25개국에있어서이민자의규모와범죄에대한두려움을분석하였다. 이민자의규모는국가수준에서국민들의평균적인범죄에대한두려움에통계적으로유의미한정적인영향을미치는것으로나타났다. 더욱이이러한상관관계는내국인이이민자집단을사회의위협요인으로인식하는경우더욱강하게나타났다. 뉴질랜드에서실시된연구에서도지역사회의인종적이질성수준이높을수록그지역주민의범죄에대한두려움이증가하는것으로분석되었다 (Breetzke & Pearson, 2014). 지역사회의소수인종또는소수민족의거주비율이지역주민들의범죄에대한두려움에미치는영향에관한연구들은대부분미국사회를배경으로실시되었다. 이는미국이다인종 다민족으로구성된대표적인사회이기도하지만무엇보다도서로다른인종과민족간의해묵은갈등이존재하기때문이기도하다. 미국에서실시된연구들은흑인과히스패닉집단을잠재적범죄집단으로바라보는 범죄인종화 (racialization of crime) 현상을경험적으로검증하는데초점을두고있다. 이들연구들은지역사회에거주하는흑인또는히스패닉의거주비율을측정하기위해인구센서스와같은공식통계를활용한객관적지표에의존하거나지역주민이인식하는지역사회의유색인종비율과같은주관적지표를사용하였다. 다수의연구들이어떤측정방법을사용하더라도지역사회의흑인또는히스패닉의거주비율이증가할수록지역주민의범죄두려움수준도함께증가한다는사실을확인하였다 (Chiricos, McEntire, & Gertz, 2001; Liska, Lawrence, & Sanchirico, 1982; Quillian & Pager, 2010; Taylor, 1998). 외국인근접성이범죄에대한두려움에미치는영향을조사한국내연구로는최근에발표된두편의연구결과가존재한다 ( 노성훈, 2013; 노성훈 조준택, 2014). 서울시의행정동단위에서지역주민들을상대로실시한설문조사자료를분석한결과외국인이자신의주거지에많이살고있다는인식은범죄피해위험성에대한인식을증가시키는것으로나타났다. 하지만밤에혼자외출할때느끼는막연히두려운감정과같은일반적인범죄두려움에는유의한영향을미치지않는것으로나타났다. 이에비해지역사회에외국인이계속증가하고있다는인식은범죄위험인식과범죄에대한두려움모두증가시키는것으로나타났다. 노성훈과조준택 (2014) 의

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 453 연구에서는외국인근접성과범죄위험인식간의인과관계를확인하고자매개변인과조절변인을분석모형에투입하였다. 그결과외국인근접성에대한인식이범죄위험인식에직접적으로영향을미치는것이아니라지역사회의무질서수준을매개변수로하여간접적으로영향을미치는것으로나타났다. 4. 개인적특성과범죄에대한두려움 범죄피해를당했을때상대적으로자기방어력이낮고예상되는피해의결과가클가능성이높은개인적특성을가진사람들은상대적으로높은범죄두려움을보이는경향이있다. 이러한경향은흔히 취약성가설 을통해설명되어지는데여성이나노인처럼범죄에취약한특성을가진집단들이비교집단에비해높은수준의두려움을갖고있다. 또한, 발생한범죄피해에대해공식적으로대처할역량이부족한집단들가운데에도상대적으로높은수준의범죄에대한두려움이관찰된다. 예를들어, 사회경제적으로하위계층속한사람이나외국인, 이민자들은범죄피해를당했을때다른집단에비해경찰신고를통해문제를해결하려는경향이낮은것으로알려져있다 (Kaukinen, 2004; Singler & Johnson 2002; 노성훈, 2012). 이러한집단에속한사람들은통상법으로부터거리가멀고법적수단을동원하기가쉽지않으며적절한법적지원도받기가어렵다는데원인이있다 (Black, 1976; 노성훈, 2012). 범죄피해에대한법적지원가능성에대한낮은기대감은범죄에대한두려움을높이는원인이될수있다. 대부분의국내외연구들은대체적으로여성이남성에비해범죄에대한두려움이높다고보고하고있다. 하지만연령에있어서는상반되는연구결과들이존재한다. 대부분의국외연구와일부국내연구들은연령이높을수록두려움이높다는가설을지지하였다 (Gates & Rohe, 1987; Will & McGrath, 1995; 류준혁, 2012). 이에반해국내의여러연구들에서연령과범죄에대한두려움은부적관계를나타냈다 ( 김은경외, 2014; 박정선 이성식, 2010). 사회경제적지위의지표인교육수준과소득수준에있어서도다소엇갈리는연구결과들이보고되고있다. 대체적으로국외연구들에있어서는교육수준과소득수준이낮을수록범죄에대한두려움이더큰것으로

454 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 나타났다 (Brunton-Smith & Sturgis, 2011; Carcach et al., 1995; McGarrell et al., 1997). 반면에국내연구들에있어서는교육수준이높은사람들이범죄를더두려워 하는것으로나타났다 ( 김은경외, 2014; 박정선 이성식, 2010). 5. 다수준분석적접근과상호작용효과 연구대상의특징이 위계적으로내포된구조 (hierarchically nested structure) 를가진경우다수준분석이널리사용되고있다. 동일한상위수준에속한표본들이특징을공유하고있는경우이를고려하지않고분석을하게되면표본의크기가과대추정되고표본오차가과소추정되어 1종오류를범할가능성이발생한다. 다수준분석은이러한문제를해결해주며동시에서로다른수준에서표본이가지는특징을한가지모형에반영할수있는장점이있다 (Snijders & Bosger, 1999). 다수준분석의또다른이점은서로다른수준에속한변수들에의한상호작용효과를분석할수있다는데있다. 예를들어, 개인적수준에서범죄취약성특징이범죄두려움에미치는효과가지역사회의특징에의해어떻게조건화되는지를관찰할수있다. 맥개럴과동료들 (McGarrell et al., 1997) 의연구는개인적특성이범죄에대한두려움에미치는영향의크기를지역사회의무질서수준을기준으로비교하였다. 분석결과무질서수준이높은지역사회일수록개인적특성이범죄두려움에미치는영향이감소하는경향이나타나범죄두려움결정요인들간의 맥락적상호작용 (contextual interactions) 이관찰되었다. 후속연구들에서도비슷한결과들이나타났는데어떤연구에서는과거의피해경험이범죄두려움에미치는영향이무질서수준이높은지역일수록약해지는것으로분석되었다 (Wilcox-Rountree & Land, 1996). 또다른연구에서는성별에따른범죄두려움의차이가지역사회의무질서수준, 사회경제적수준에의해조건화되는것으로나타났다. 여성의범죄두려움은무질서하거나사회경제적으로열악한지역사회에서더욱두드러졌다. 또한, 범죄율이높은지역사회일수록범죄피해경험자가느끼는범죄두려움이상대적으로더컸다. 아울러전반적으로소수인종의범죄두려움이더컸지만그격차가인종적으로이질적인지역사회일수록감소하는경향을보였다 (Brunton-Smith & Sturgis, 2011). 국내연구로

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 455 는최근에발표된 2012년도전국범죄피해조사자료분석결과가있다 ( 김은경외, 2014). 일반적범죄두려움에있어서여성의범죄두려움이지역사회의사회적무질서정도가심화될수록더커지는것으로나타났다. 또한범죄피해경험이두려움의증가에미치는효과는지역사회의물리적무질서가증가함에따라커지는것으로나타났다. Ⅳ. 연구방법 1. 연구자료와표본 본연구에서는서울특별시가매년 10월실시하는서울시도시정책지표조사 ( 서울서베이 ) 의 2013년도조사결과를연구자료로활용하였다. 서울시도시정책지표조사는서울시민들이인간적인삶을살아가기위한정책수립을위해생활여건이나환경이어떤지를알아보기위한기초자료를수집하기위한용도로실시되고있으며, 서울특별시 25개자치구에거주하고있는가구중에서약 2만가구를집락표본추출하여추출된해당가구의만 15세이상가구원전원에대하여가구주와가구원을구분하여조사를실시하고있다. 주요조사내용으로는가구주조사의경우생활환경만족도, 주거형태, 자녀보육방법, 가족안전유형, 생활안전도, 가구부채, 월평균소득등이조사항목이며, 가구원조사는사회자본, 행복지수, 도시위험도, 자원봉사활동, 가족생활, 사회적약자에대한태도, 외국인에대한태도, 인터넷과 SNS이용, 노후생활등에대한설문으로구성되어있다. 이러한조사항목중에서본연구에서는연구문제와관련되어있는가구원조사의도시위험도, 가구주조사의생활안전도문항중일부를분석에활용하였다. 본연구에서활용한 2013년도서울서베이자료는 2013년 10월경서울특별시 25 개자치구에거주하고있는 2만가구의만 15세이상가구원전원인 47,384명을대상으로가구주와가구원조사를실시한것이며, 각자치구별로설문응답자수는 < 부록 > 과같다. 대표성측면에서각자치구별 2013년도인구와설문응답자수의비

456 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 율을비교한결과종로구와송파구등일부자치구를제외하고는전반적으로인구 비율과큰차이는없는것을볼수있으며, 결측값이없어전체응답자인 47,384 명 을분석대상으로선택하였다. 2. 변수와측정 본연구의종속변수는 범죄에대한두려움 이고, 이를두가지로세분화하여 일반적범죄두려움 과 구체적범죄두려움 으로나누었다. 이러한종속변수의측정단위는개인이며, 서울서베이의가구원에대한조사중도시위험도항목을활용하여 귀하는서울에거주하면서다음과같은항목에대해어느정도위험하다고생각하십니까? 의질문에대한대답을기준으로하였다. 일반적범죄두려움 은 밤늦게걸어다닐경우 의항목에대하여, 구체적범죄두려움 은 강도, 소매치기, 성추행등다양한범죄피해 의항목에대하여각각전혀위험하지않다 (1) 에서부터매우위험하다 (5) 까지 Likert 5점척도를사용하여측정하였으며, 종속변수의신뢰도계수는 0.806으로나타나만족할만한수준이었다. 본연구의지역수준의분석단위는서울의자치구이며, 그에따라지역변수는자치구별 무질서, 범죄율, 외국인비율 을선정하였다. 우선무질서변수는가구주설문조사의생활안전도항목을활용하여 귀하가살고계신지역은다음의각항목과관련한문제가얼마나심각하다고생각하십니까? 의질문에대하여 소음, 길거리의쓰레기방치, 주차질서 항목에대하여각각매우심각하다 (1) 부터전혀심각하지않다 (4) 까지 4점척도를사용하여측정되었는데, 측정자료를역코딩하고박정선 이성식 (2010) 과같은방법으로측정값을모두합한후지역별로평균값을산출하여분석에활용하였으며, 측정항목의요인적재치는 0.68 이상이고, 신뢰계수는 0.6으로나타났다. 다음으로 범죄율 은 2013년도서울특별시구별범죄율자료가공개되어있지않은한계로인해신상영외 (2013) 에서분석에활용한 2010년부터 2012년까지 3년간서울특별시자치구별 6대범죄 ( 살인, 강도, 성폭력, 폭력, 절도, 방화 ) 발생건수자료를사용하여인구 10만명당 6대범죄발생건수로표준화하여사용하였으며, 외국인비율 은 2013년안전행정부외국인주민현황자료 2) 를활

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 457 용하여인구 10만명당외국인수로표준화하여사용하였다. 또한개인수준의변수들은응답자의성별, 연령, 소득수준, 혼인상태, 학력을활용하였고, 서울시도시정책지표조사를활용하여측정하였다. 성별은이산변수로서남자 (1), 여자 (0) 로정의하였다. 연령은 10대 (1) 부터 60대이상 (6) 까지 6단계서열척도를이용하여측정한것을그대로사용하였다. 소득수준은월평균소득이 1=100만원미만, 2=100만원이상-200 만원미만, 3=200만원이상-300 만원미만, 4=300만원이상-400 만원미만, 5=400만원이상-500 만원미만, 6=500만원이상으로측정된자료를그대로활용하였다. 혼인상태는미혼인경우는 1, 기혼을포함한기타는 0으로코딩하였으며, 학력은 1= 초등학교졸업, 2= 중학교졸업, 3= 고등학교졸업, 4= 대학 ( 전문대 ) 졸업, 5= 대학교졸업, 6= 대학원수료 / 졸업으로코딩된자료를사용하였다. 변수명 일반적범죄두려움 구체적범죄두려움 무질서 범죄율 외국인비율 < 표 1> 변수의정의및측정 정의 밤늦게걸어다닐경우 에대해전혀위험하지않다 (1) 에서부터매우위험하다 (5) 까지 5점척도측정 강도, 소매치기, 성추행등다양한범죄피해 에대해전혀위험하지않다 (1) 에서부터매우위험하다 (5) 까지 5점척도측정 지역의 소음, 길거리의쓰레기방치, 주차질서 에각각매우심각하다 (1) 부터전혀심각하지않다 (4) 까지측정된자료를역코딩하고합산한후구별로평균값산출 2010 년 -2012 년서울시자치구별 10 만명당 6 대범죄 ( 살인, 강도, 성폭력, 폭력, 절도, 방화 ) 발생건수 2013 년서울시자치구별 10 만명당외국인수 성별더미 : 남성 =1, 여성 =0 연령 10 대 =1, 20 대 =2, 30 대 =3, 40 대 =4, 50 대 =5, 60 대이상 =6 소득 100 만원미만 =1, 100 만원이상 -200 만원미만 =2, 200 만원이상 -300 만원미만 =3, 300 만원이상 -400 만원미만 =4, 400 만원이상 -500 만원미만 =5, 500 만원이상 =6 혼인더미 : 미혼 =1, 기타 =0 학력 초등학교졸업 =1, 중학교졸업 =2, 고등학교졸업 =3, 대학 ( 전문대 ) 졸업 =4, 대학교졸업 =5, 대학원수료 / 졸업 =6 2) 이와관련서울시에서는열린데이터광장을통해자치구별로주민등록된외국인통계를제공하고있지만, 본연구에서안전행정부외국인주민현황자료를활용한이유는안전행정부자료는외국인근로자, 유학생, 결혼이민자등다양한분야의외국인자료를구별로제공하고있어주민등록통계보다더욱현실을잘반영하고있다고판단하였기때문이다.

458 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 3. 분석모형 본연구에서는앞서살펴본여러이론에근거하여개인특성과지역특성이서울시민의범죄에대한두려움에얼마나영향을미치는지검증하려고한다. 이를위해개인수준과지역수준의독립변수를분석에모두포함하는다수준분석 (multilevel analysis) 을실시하였으며, 분석을위해 STATA 13 프로그램을사용하였다. 분석절차는먼저독립변수를전혀포함하지않은상태의기초모형에대한분석을통해지역수준의분산값을확인하고급내상관계수 (Intraclass correlation: ICC) 에대한계산을통해다수준분석이필요한지여부를판단하였다. 다음으로개인수준의독립변수를모형에투입하였고, 임의계수모형 (random coefficient) 의무선효과 (random effect) 를확인하여개인수준변수의기울기에대한지역수준의분산이유의미한지여부를확인한후지역수준의변수를모형에투입하였다. 본연구의모형은특히지역수준의변수가각각의종속변수에미치는영향력에관심을가져개인수준의변수에더하여무질서, 범죄율, 외국인비율변수가각각투입된모형과이들지역변수가모두투입된전체모형을설정하여박정선과이성식 (2010) 의연구와같이여러연구모형의통계적유의성과설명력의상대적우위를검증하는데초점을두었으며, 이때각모형의통계적유의성을판단하기위하여우도비검정 (likelihood-ratio test) 을수행하였다. 마지막으로개인수준의독립변수가종속변수에미치는영향에대하여지역수준변수에따라어떻게달라지는지를검증하기위해수준간 (cross-level) 상호작용모형을설정하여분석하였는데, 본연구의위계선형모형의수식은아래와같다. Y ij (, ) = β 0j +β 1j ( )+β 2j ( )+β 3j ( )+β 4j ( )+β 5j ( ) β 0j =γ 00 +γ 01 ( )+γ 02 ( )+γ 03 ( )+μ 0j β 1j =γ 10 +γ 11 ( )+γ 12 ( )+γ 13 ( )+μ 1j β 5j =γ 50 +γ 51 ( )+γ 52 ( )+γ 53 ( )+μ 5j

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 459 Ⅴ. 분석결과 기술통계및상관분석 본연구의종속변수및독립변수들의기술적통계분석결과는아래 < 표 2> 와같다. 종속변수인일반적범죄두려움과구체적범죄두려움의평균은보통수준과비슷하였다. 개인수준의변수에서는여성 (52%) 이남성 (48%) 보다다소많았고, 응답자의연령의평균값은 3.87로나타나 30대후반정도로약간높았고소득의평균은 4.49로응답자의월평균소득구간이 400만원에서 500만원사이로높은것으로나타났다. 한편응답자의약 26% 가미혼으로나타났으며, 학력은평균 3.55로보통수준으로나타났다. 지역수준변수의경우에는범죄율은평균 1422.442, 외국인비율은평균 4701.376로나타났는데, 최소값과최대값의차이를볼때구별로편차가상당한것으로나타났다. < 표 2> 기술적통계분석 변수평균표준편차최소값최대값 일반적범죄두려움 3.08.927 1 5 구체적범죄두려움 3.09.919 1 5 무질서 6.50.392 5.72 7.55 범죄율 1422.442 656.030 784.29 3803.94 외국인비율 4701.376 3681.079 1127.22 15247.46 성별.48.500 0 1 연령 3.87 1.497 1 6 소득 4.49 1.290 1 6 혼인.26.438 0 1 학력 3.55 1.145 1 6

460 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 또한변수간상관관계분석결과개인수준변수들은대부분서로유의미한상관관계를보여주고있다. 특히종속변수와관련개인수준의변수들은일반적범죄두려움과구체적범죄두려움에유사한방향성을가진상관관계를가지는것으로나타났다. 하지만, 혼인상태의경우에는차이가나타났는데, 일반적범죄두려움과는통계적으로유의한음의상관관계를가지는반면, 구체적범죄두려움과는상관관계가없는것으로나타났다. 그리고지역수준의변수와관련하여상관분석을실시한결과무질서는범죄율과통계적으로유의한음의상관관계를가지며, 외국인비율과범죄율은통계적으로유의한양의상관관계를가지는것으로나타났다. 한편, 공선성분석을수행한결과분산팽창지수 (VIF) 가모두 2 이하로나타나공선성문제는발견되지않았다. < 표 3> 변수간상관관계 ( 개인수준 ) 변수성별연령대소득혼인학력 연령.032 *** 일반적두려움 소득.035 *** -.179 *** 혼인 -.001 -.718 ***.081 *** 학력.154 *** -.156 ***.243 *** -.028 *** 일반적두려움 -.076 *** -.010 **.020 *** -.013 *** -.028 *** 구체적두려움 -.069 *** -.012 ***.031 *** -.002 -.027 ***.676 *** *p<.1 **p<.05 ***p<.01 < 표 4> 변수간상관관계 ( 지역수준 ) 변수 무질서 범죄율 외국인비율 VIF 무질서 1 1.238 범죄율 -.356 * 1 1.710 외국인비율.031.526 ** 1 1.495 *p<.1 **p<.05 ***p<.01

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 461 2. 위계선형모형분석 1) 기초모형다수준분석을수행하기전에종속변수인범죄에대한두려움의변량이얼마나되는지파악할필요가있다. 기초모형을통해종속변수에대한개인수준의변량과지역수준의변량을각각확인할수있으며, 이를통해계산되는급내상관계수 (ICC = τ00/(τ00 + δ2)) 값을통해다수준분석의필요여부를판단한다. 아래 < 표 5> 는기초모형의분석결과를종속변수가일반적범죄두려움일때와구체적범죄두려움일때를나누어서보여주고있다. 일반적범죄두려움의변량에서개인수준의변량은.81이고지역수준의변량은.05로나타나 ICC값이 0.05/(0.05+0.81) =.058로산출되었는데, 이는일반적범죄에대한두려움에서지역수준의변수들에의하여설명될수있는부분이약 5.8% 정도라는것이다. 한편, 같은방식으로구체적범죄두려움의경우 ICC값이.067로산출되었는데, 이를볼때구체적범죄두려움의경우일반적두려움보다지역수준변수의설명력이더높은것으로나타났다. 이와같이급내상관계수 (ICC) 값이각각.05 이상으로나타나다수준분석을진행하는데무리가없는것으로판단된다. 3) < 표 5> 범죄두려움에대한위계선형모형분석 : 기초모형 일반적두려움 구체적두려움 고정효과회귀계수표준오차 z 값 절편 3.094 ***.045 69.04 무선효과분산 ICC Deviance 개인수준지역수준.810.050.058 124606.79 고정효과회귀계수표준오차 z 값 절편 3.102 ***.048 64.85 무선효과분산 ICC Deviance 개인수준지역수준.788.057.067 123301.764 *p<.1 **p<.05 ***p<.01 3) 일반적으로 ICC 가 0.05 이상이면집단간변이가있다고보며, ICC 가 0.05 보다작더라도집단간변이에대한경험적연구결과가있을경우에는다층모형분석을실시할수있다는연구 (Heck & Thomas, 2009) 가있다 ( 송태민 송주영, 2014 에서재인용 ).

462 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 2) 임의계수모형기초모형분석결과를바탕으로다수준분석을진행하기위해우선개인수준변수를모형에투입하였다. 이는범죄에대한두려움에있어개인수준의독립변수들의영향력을검증하기위한것이다. 또한절편과독립변수들은무선효과 (random effect) 를포함하고있는데, 이는개인수준의변수들이지역별로다른효과를가지고있는지여부를확인하기위한것이며이는지역수준변수를포함하는다음단계의모형으로나아가기위한근거가된다. < 표 6> 은개인수준변수를투입하였을때의분석결과를보여주는데, 전반적으로살펴보았을때모든개인수준의독립변수들은일반적범죄두려움과구체적범죄두려움에각각통계적으로유의한영향을주는것으로나타났다. 구체적으로여성일경우, 연령이낮을수록, 소득수준이높을수록, 혼인을한적이있는경우, 학력이낮을수록범죄에대한두려움이높은것으로나타났다. 이러한개인수준변수들은일반적범죄두려움과구체적범죄두려움에유사한영향을주지만다소차이가있는부분도있는데, 성별이나연령, 혼인변수는구체적범죄두려움보다는일반적범죄두려움에더큰영향을주는것으로나타난반면, 소득변수는구체적범죄두려움에상대적으로더큰영향을주는것으로나타났다. 이는일반적범죄두려움의경우구체적범죄두려움에비해상대적으로개인수준의범죄취약성변수에더영향을받는것으로해석할수있다. 이렇게모형에개인수준의변수투입이적합한지에대하여기초모형의 deviance값을바탕으로우도비검정 (likelihood-ratio test) 을수행한결과모두통계적으로유의한것으로나타나모형이적합한것으로나타났다. < 표 6> 임의계수모형 : 개인수준변수 고정효과 일반적범죄두려움 구체적범죄두려움 개인수준 계수 SE 계수 SE 절편 3.266 ***.053 3.189 ***.056 성별 -.137 ***.008 -.124 ***.008 연령 -.022 ***.004 -.012 ***.004 소득.015 ***.003.021 ***.003 혼인 -.082 ***.013 -.033 **.014 학력 -.019 ***.003 -.019 ***.004 Deviance 124233.454 *** 122986.298 ***

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 463 무선효과 분산 SE 계수 SE 절편.161 ***.050.185 ***.057 성별.007 ***.002.006 ***.002 연령.0002 ***.0002.0003 ***.0002 소득.004 ***.001.004 ***.001 혼인.004 ***.002.007 ***.003 학력.002 ***.001.003 ***.001 Deviance 123690.140 *** 122370.156 *** *p<.1 **p<.05 ***p<.01 그리고개인수준의변수의투입에따른분산요소 (variance component) 에대한분석을통해개인수준독립변수들의범죄에대한두려움에대한영향이지역에따라차이가있는지에대한무선효과를검증할수있다. 개인수준독립변수들의고정효과모형의 deviance값을바탕으로이들변수들의무선효과 (random effect) 에대한우도비검정결과통계적으로유의한것으로나타났는데, 이는지역특성에따라본연구모형에서사용된개인수준의독립변수의범죄두려움에대한영향이지역별로차이가있다는점을의미한다. 위와같이임의계수모형 (random coefficient) 의무선효과 (random effect) 가통계적으로유의한것으로확인됨에따라서지역수준의독립변수를모형에투입하였다. 먼저아래 < 표 7> 은지역수준독립변수만을모형에투입하였을때의분석결과를보여준다. 개인변수를투입하지않은상태에서지역변수만을투입한결과무질서 ( 모형1) 와범죄율 ( 모형2) 이각각투입된모형에서는독립변수와범죄두려움간에통계적으로유의한영향이없는것으로나타난반면, 외국인비율 ( 모형3) 이투입된경우일반적범죄두려움과구체적범죄두려움모두에통계적으로유의한영향을미치는것으로나타났는데외국인비율이증가할수록범죄두려움이증가하는것으로나타났다. 구체적으로계수및 p값을비교할때외국인비율은일반적범죄두려움보다는구체적범죄두려움에상대적으로더큰영향을주는것으로나타났다. 이러한지역변수가투입된모형에대한우도비검정결과외국인비율이투입된모형 ( 모형3) 만이적합한것으로확인되었다.

464 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) < 표 7> 임의계수모형 : 지역수준변수 고정효과일반적범죄두려움구체적범죄두려움 지역수준 모형 1( 무질서 ) 모형 2( 범죄율 ) 모형 3( 외국인 ) 모형 1( 무질서 ) 모형 2( 범죄율 ) 모형 3( 외국인 ) coef SE coef SE coef SE coef SE coef SE coef SE 절편 2.193 ***.703 2.984 ***.106 2.990 ***.069 1.970 ***.740 무질서.139.108.175.114 범죄율.0001.0001.0001.0001 2.968 ***.113 2.984 ***.073 외국인비율.00002 *.00001.00003 **.00001 무선효과 모형 1 모형 2 모형 3 모형 1 모형 2 모형 3 Var SE Var SE Var SE Var SE Var SE Var SE 지역수준.047.013.047.013.043.012.052.015.053.015.049.014 개인수준.810.005.810.005.810.005.788.005.788.005.788.005 Deviance 124605.194 124605.548 124603.422 * 123299.520 123300.106 123297.856 ** *p<.1 **p<.05 ***p<.01 다음으로개인변수와지역변수를모두투입한위계선형모형을구성하여다수준분석을실시하였다. 특히지역수준의독립변수가종속변수에미치는영향력에더욱초점을두어개인변수에더하여무질서 ( 모형 1), 범죄율 ( 모형 2), 외국인비율 ( 모형 3) 변수가각각추가로투입된모형과전체지역변수가추가투입된전체모형 ( 모형 4) 을설정하여모형간비교를통해설명력의상대적우위를검증하였다. 먼저종속변수가일반적범죄두려움일경우에위계선형모형분석결과를비교한결과는아래 < 표 8> 과같다. 분석결과, 외국인비율변수가투입된모형 ( 모형 3) 만이적합한것으로나타났고, 나머지무질서 ( 모형 1), 범죄율 ( 모형 2) 변수가각각투입된모형과지역변수가모두투입된전체모형 ( 모형 4) 은우도비검정결과통계적으로유의하지않아적합하지않은것으로나타났다. 외국인비율변수의경우외국인비율변수만투입된모형에서는일반적범죄두려움과통계적으로유의한것으로나타났지만, 무질서와범죄율등다른지역변수가모두포함된전체모형에서는일반적범죄두려움에통계적으로유의한영향을미치지못하였고, 계수값도작아진것으로나타났다.

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 465 < 표 8> 일반적범죄두려움에대한위계선형모형간비교 고정효과 모형 1( 무질서 ) 모형 2( 범죄율 ) 모형 3( 외국인비율 ) 모형 4( 전체 ) coef SE coef SE coef SE coef SE 절편 2.371 ***.701 3.158 ***.110 3.164 ***.075 1.957 **.756 개인수준성별 -.137 ***.008 -.137 ***.008 -.137 ***.008 -.137 ***.008 연령 -.022 ***.004 -.022 ***.004 -.022 ***.004 -.022 ***.004 소득.015 ***.003.015 ***.003.015 ***.003.015 ***.003 혼인 -.082 ***.014 -.082 ***.014 -.082 ***.014 -.082 ***.014 학력 -.019 ***.004 -.019 ***.004 -.019 ***.004 -.019 ***.004 지역수준무질서.138.108.175 4).110 범죄율.0001.000.0001.000 외국인비율.00002 *.000.00001.000 무선효과 Var SE Var SE Var SE Var SE 지역수준.046.013.047.013.043.012.039.011 개인수준.804.005.804.005.804.005.804.005 Deviance 124231.868 124232.230 124230.188* 124227.736 *p<.1 **p<.05 ***p<.01 한편, 종속변수가구체적범죄두려움일경우에위계선형모형분석결과는아래 < 표 9> 에제시되어있다. 분석결과는앞서일반적두려움에대한위계선형모형과는달리외국인비율변수만투입된모형 ( 모형 3) 과전체모형 ( 모형 4) 이적합한것으로나타났고, 무질서변수 ( 모형 1) 와범죄율변수 ( 모형2) 가각각투입된모형은우도비검정결과통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 외국인비율변수의경우는외국인비율변수만투입된모형에서는구체적범죄두려움과통계적으로유의한것으로나타났으며, p값은일반적범죄두려움에대한모형에서보다향상된것 4) 일반적범죄두려움에대한무질서모형 ( 모형 1) 에서무질서변수의 p 값은.201 이며, 전체모형 ( 모형 4) 에서의무질서변수의 p 값은.112 로나타났다.

466 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 으로나타났다. 그리고외국인비율변수가무질서와범죄율등다른지역변수가모두포함된전체모형에서는외국인비율이구체적범죄두려움에통계적으로유의한영향이없고, 계수값이작아진것도앞서일반적범죄두려움이종속변수일때의경향과유사하다. 하지만전체모형에서는일반적범죄두려움과구체적범죄두려움간의차이가드러나는데, 일반적범죄두려움에유의한영향을미치지못했던무질서변수가구체적범죄두려움에는통계적으로유의한영향을미치고있는것으로나타났으며, 이는지역의무질서수준이높을수록구체적범죄두려움이증가하는것을의미한다. 또한전체모형의적합도도우도비검정결과통계적으로유의한것으로나타났는데, 이러한분석결과는구체적범죄두려움이일반적범죄두려움보다상대적으로지역변수의영향을더많이받는다는것을의미하며, 이는기초모형에서지역수준의분산값이구체적범죄두려움이일반적범죄두려움보다높았던것과도연결된다. < 표 9> 구체적범죄두려움에대한위계선형모형간비교 고정효과 모형1( 무질서 ) 모형2( 범죄율 ) 모형3( 외국인비율 ) 모형4( 전체 ) coef SE coef SE coef SE coef SE 절편 2.059 ***.738 3.056 ***.116 3.072 ***.078 1.507 **.776 개인수준성별 -.124 ***.008 -.124 ***.008 -.124 ***.008 -.124 ***.008 연령 -.012 ***.004 -.012 ***.004 -.012 ***.004 -.012 ***.004 소득.021 ***.003.021 ***.003.021 ***.003.021 ***.003 혼인 -.033 **.014 -.033 **.014 -.033 **.014 -.033 **.014 학력 -.019 ***.004 -.019 ***.004 -.019 ***.004 -.019 ***.004 지역수준무질서.174 5).113.227 **.113 범죄율.0001.000.0001.000 외국인비율.00002 **.000.00001.000 무선효과 Var SE Var SE Var SE Var SE 지역수준.051.015.053.015.048.014.041.012 개인수준.783.005.783.005.783.005.783.005 Deviance 122984.050 122984.672 122982.472 ** 122978.646 * *p<.1 **p<.05 ***p<.01

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 467 3) 수준간 (cross-level) 상호작용모형위와같이개인수준의독립변수의무선효과가확인되고지역수준독립변수의영향력이확인됨에따라개인수준의변수가종속변수에미치는영향에대하여지역수준변수에따라어떻게달라지는지를검증하기위해수준간상호작용모형을설정하여분석하였는데그결과는아래 < 표 10> 에제시되어있다. 분석결과개인수준변수와지역수준변수의수준간상호작용은성별과범죄두려움간의기울기와범죄율과의관계에서만통계적으로유의한관계가있는것으로나타났으며, 이외의변수간에는통계적으로유의한관계가없는것으로나타났다. 분석결과를해석하면, 여성이남성보다범죄두려움을더느끼는데범죄율이높은지역일수록이러한가능성이더커진다는것을의미하며이러한경향은일반적범죄두려움과구체적범죄두려움모두에서나타났다. < 표 10> 수준간상호작용모형분석결과 고정효과 일반적범죄두려움 구체적범죄두려움 개인수준 지역수준 계수 SE 계수 SE 무질서 -.067.049 -.035.046 성별 범죄율.0001 ***.00002.0001 *.00002 외국인비율.000004.00001.000001.00001 무질서 -.012.012 -.004.012 연령 범죄율.000003.0001 -.00001.0001 외국인비율.000.000001 -.000001.000001 무질서.013.033 -.013.034 소득 범죄율.00001.00002.00001.00002 외국인비율 -.000001.000004 -.000001.000004 무질서 -.004.044 -.037.046 혼인 범죄율 -.00002.00003.00001.00003 외국인비율 -.000001.000005.000.000 무질서.019.026.043.027 학력 범죄율 -.00001.00002 -.00001.00002 외국인비율 -.000003.000003 -.000002.000003 *p<.1 **p<.05 ***p<.01 5) 구체적범죄두려움에대한무질서모형 ( 모형 1) 에서무질서변수의 p 값은.125 이며, 전체모형 ( 모형 4) 에서의무질서변수의 p 값은.045 로나타났다.

468 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) V. 결론 본연구에서는서울시가수집한도시정책지표조사자료를가지고개인적특성과지역적특성이범죄에대한두려움에미치는영향을분석하였다. 두가지연구목적이있었는데하나는지역의무질서수준, 범죄율, 외국인비율이지역주민의범죄에대한두려움에미치는영향력의유의성과상대적크기를비교하는것이고다른하나는개인적특성과범죄에대한두려움간의상관관계가지역변수에의해어떻게조건화되는지를밝히는것이었다. 먼저세가지지역변수를분석모형에따로따로투입한경우외국인비율만이일반적범죄두려움과구체적범죄두려움모두에있어서유의한지역변수로확인되었다. 즉외국인비율이증가할수록범죄에대한두려움도함께증가하였다. 하지만세변수를모두모형에투입해본결과외국인비율의영향의유의성은사라지고무질서만이유일하게구체적범죄두려움에대해서만유의한정적인영향을미치는것으로나타났다. 이러한결과는외국인비율이범죄두려움에직접적인영향을준다기보다는무질서란변수를매개로간접적인영향을미친다고해석할수있다. 앞서발표된노성훈 조준택 (2014) 의연구에서도외국인들이인근에거주한다는인식이지역사회의무질서에대한인식을매개로하여범죄피해두려움을증가시키는것으로확인되었다. 이와관련, 주관적으로인식하는무질서의정도는객관적으로관찰가능한무질서상태뿐만아니라지역의인종적, 민족적구성과무관하지않다는점이다수의국외연구들을통해보고되었다 (Drakulich, 2013; Sampson, 2009; Sampson & Raudenbush, 2004). 이러한연구들은흑인, 히스패닉, 또는아시아인등의소수인종과소수민족이거주하는지역일수록같은지역의백인주민들이체감하는무질서의정도가상대적으로높다는결과를보여주고있다. 다음으로공식범죄율은범죄두려움에유의한영향을미치지않는것으로나타났다. 이러한결과는지역주민들이실제로체감하는범죄발생수준과공식범죄통계상에나타나는수준간의격차에기인한것으로볼수있다. 또한, 한슬마이어 (Hanslmaier, 2013) 의연구결과가보여주듯이설문응답자들이자신이사는지역의범죄발생수준에대한정보가부족하기때문일수도있다. 특히한국에서는 구 나 동 단위의범죄발생통계를일반국민에게공개하고있지않기때문에이러한설명

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 469 은더욱설득력이있어보인다. 둘째, 개인수준과지역수준변수간의상호작용효과에있어서는범죄두려움에있어서의성별의차이가지역의범죄율에의해유의한수준에서조건화되는것을나타났다. 남성에비해여성이범죄두려움을더욱느끼는데이러한차이는거주지역의범죄율이높을수록증가하였다. 이외에개인적수준의특성에있어서는여성일수록, 연령이낮을수록, 소득수준이높을수록, 기혼자일수록, 학력이낮을수록범죄에대한두려움이더큰것으로나타났다. 일찌감치다인종 다민족사회를이룬미국이나유럽의국가들의연구들은범죄나범죄에대한두려움을설명하는데있어서소수인종 민족과외국계이민자의지역내비율을중요한요인으로취급해왔다. 이에반해오랫동안민족적동질성을유지해온한국사회에서는외국인비율을지역사회의특성을나타내는지표로인식하기시작한것이불과최근의일이다. 더욱이지역사회의외국인비율을고려한범죄두려움분야의국내연구가두편에불과하다는점은서구사회에축적되어있는풍부한연구물들과크게대조를이룬다. 점차다문화사회화되어가는한국의현실을고려할때외국인의유입과이로인한지역사회의변화, 그리고지역주민의반응이라는맥락에서지역의범죄문제를이해하려는학계의노력이더욱절실히요구된다고하겠다. 이러한점에비추어볼때본연구는기존의범죄두려움연구들이소홀히다루어왔던지역의범죄율과외국인비율이라는요인을고려했다는점에서중요한연구적가치를찾을수있을것이다. 다만다음과같은한계는향후후속연구들을통해극복되어야할부분이다. 첫째, 본연구는외국인비율을측정할때서로다른인종이나민족을고려하지않은한계가있다. 이와관련, 최영신과강석진 (2012) 의연구에의하면지역의등록외국인거주비율이증가할수록내국인에의한범죄율이증가하지만아시아계외국인만을고려했을때에는오히려범죄율이감소하는것으로나타났다. 둘째, 범죄에대한두려움의주요설명변수인지역사회유대, 집합적효능감, 경찰활동등과같은변수들이제외되었다. 이는 2차자료분석이가진한계로서울시의설문조사내용에이러한항목들이포함되지않았다. 마지막으로, 지역수준의범죄현상을연구할때흔히당면하는문제로서분석의단위가지역사회의요인이개인의인식에미치는영향을관찰하기에는다소크다는한계가있다. 개인이인식하는범죄에대한두려움은자신의거주지와근린의특성에의해보다

470 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) 직접적으로영향을받을것으로판단되며따라서본연구가사용한 구 라는지역단위대신 행정동 이더적합할것으로생각된다. 앞으로범죄통계를포함하여행정동수준의자료공개가더욱확대되면지역특성이개인의범죄두려움에미치는영향에대한보다정확한관찰이가능해질것으로본다.

지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 471 참고문헌 1. 국내문헌 김은경 황지태 황의갑 노성훈 (2014). 전국범죄피해조사 2012. 한국형사정책연구원. 김진석 (2012). 청소년신체활동과지역사회요인의관계, 한국아동복지학제37호, pp. 1 21. 노성호 김지선 (1998). 범죄의두려움에대한경험적연구. 피해자학연구, 6(2): 169-205. 노성훈 (2012). 이민자지위와범죄심각성이피해신고에미치는영향, 형사정책연구, 23, pp. 285-317. 노성훈 (2013). 외국인의증가와범죄에대한두려움 : 집단위협이론을중심으로, 형사정책연구제24권제3호, pp. 151 184. 노성훈 조준택 (2014). 왜이웃의외국인은범죄두려움을불러일으킬까?: 외국인근접성인식이범죄위험인식에미치는영향, 한국범죄학제8권제2호, pp. 281 322. 류준혁 (2012). 범죄두려움에대한경찰활동의효과 : 위계모형접근, 한국위기관리논집, 8권 6호, 209-230. 류준혁 (2013). 위계선형모형사용을통한시민의경찰인식영향요인분석, 한국범죄학제7권제2호, pp. 57 100. 박윤환 장현석 (2013). 지역수준범죄피해두려움의결정요인에대한연구 : 공식범죄통제, 무질서, 집합적효율성, 경찰에대한신뢰도를중심으로, 한국경찰학회보, 15(6): 59-88. 박정선 (2003). 다수준접근의범죄학적활용에대한연구, 형사정책연구제14권제 4호, pp.281 314. 박정선 이성식 (2010). 범죄두려움에관한다수준적접근 : 주요모델들의검증, 형사정책연구제21권제3호, pp. 173 202. 박철현 (2005). 범죄피해경험, 이웃통합그리고범죄의두려움 : 대학생에대한심

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지역사회의범죄, 외국인, 무질서가범죄두려움에미치는영향에관한다수준분석 477 The Effects of Crime, Foreigners, and Disorder in the Community upon Fear of Crime: A Multi-level Analysis 6)Roh, Sunghoon* Cho, Juntag** Abundant studies have been conducted about fear of crime including ones that take into account both individual-level and community-level factors using a multi-level analysis. Unlike the studies in the U.S. and European countries, Korea lacks fear-of-crime studies that consider crime rates and the number of foreigners in the same model. This study, using 2013 Seoul Urban Policy Indicator Survey, examined the effects of both individual and community characteristics upon fear of crime. The first purpose of this study is to compare the relative effect of disorder, crime rates, and the proportion of foreigners on fear of crime. The other purpose is to examine how the relationship between individual factors and fear of crime is contingent upon community-level factors. The results showed that disorder was significantly associated with fear of crime but crime rates and the proportion of foreigners were not. Regarding the cross-level interaction effect, the gender difference in fear of crime was conditioned by crime rates. Females fear crime more than males and the difference increases as the crime rates of the community go up. v Keyword: fear of crime, disorder, crime rates, proportion of foreigners, multi-level analysis, crime by foreigners, multiculturalism, crime by immigrants 투고일 : 11 월 30 일 / 심사 ( 수정 ) 일 : 12 월 17 일 / 게재확정일 : 12 월 17 일 * Korean National Police University Associate Professor ** Korean National Police University Researcher

478 형사정책연구제 25 권제 4 호 ( 통권제 100 호, 2014 겨울 ) < 부록 > 자치구별설문응답자비율과인구비율간비교 자치구 응답자수 비율 (A) 2013년인구 비율 (B) A-B 종로구 1317 2.8 167,867 1.6 1.2 중구 1028 2.2 137,990 1.3 0.9 용산구 1511 3.2 251,925 2.4 0.8 성동구 1889 4.0 306,571 3.0 1 광진구 1717 3.6 381,439 3.7-0.1 동대문구 1639 3.5 376,445 3.6-0.1 중랑구 1947 4.1 421,237 4.1 0 성북구 1828 3.9 485,347 4.7-0.8 강북구 1996 4.2 341,921 3.3 0.9 도봉구 1929 4.1 360,609 3.5 0.6 노원구 2296 4.8 594,027 5.7-0.9 은평구 2114 4.5 508,111 4.9-0.4 서대문구 1748 3.7 324,067 3.1 0.6 마포구 1624 3.4 391,098 3.8-0.4 양천구 2082 4.4 496,934 4.8-0.4 강서구 2181 4.6 575,236 5.5-0.9 구로구 2120 4.5 452,168 4.4 0.1 금천구 1411 3.0 258,254 2.5 0.5 영등포구 1909 4.0 421,577 4.1-0.1 동작구 1828 3.9 421,487 4.1-0.2 관악구 2280 4.8 535,128 5.2-0.4 서초구 1970 4.2 446,541 4.3-0.1 강남구 2226 4.7 569,152 5.5-0.8 송파구 2529 5.3 674,955 6.5-1.2 강동구 2265 4.8 487,969 4.7 0.1 합계 47384 100.0 10,388,055 100.0