문화유산 인식, 지역애착도, 지역공동체 간의 구조적 관계

서두에 설명한 것처럼 한국의 문화유산 정책은 강력한 규제에 따른 문화유산 보호 중심의 정책이 주를 이루었다. ｢문화재보호법｣제3조에서는 문화재 보존ㆍ관리 및 활용은 ‘원형유지’를 기본원칙으로 함을 명시하고 있으며, 동법 제27조에 따라 보호구역을 지정할 수 있고, 제13조에 따라 역사문화환경 보존지역을 정하고 있다. 동법 제2조에서는 보호구역을 “지상에 고정되어 있는 유형물이나 일정한 지역이 문화재로 지정된 경우에 해당 지정문화재의 점유 면적을 제외한 지역으로서 그 지정문화재를 보호하기 위하여 지정된 구역”으로, 역사문화환경을 “문화재 주변의 자연경관이나 역사적ㆍ문화적인 가치가 뛰어난 공간으로서 문화재와 함께 보호할 필요성이 있는 주변 환경”으로 정의했는데, 이러한 문화재 보호구역이나 역사문화환경 보존지역은 지역주민의 사유재산에 대한 행위 제한에 초점을 두고 있어 이에 따른 갈등이 필연적 요소로 나타난다.²⁾

이와 관련하여, 류영아ㆍ채경진(2017)은 문화유산으로 인한 대표적 갈등 지역인 풍납토성 사례를 분석하면서 문화재 보존정책의 갈등은 “종합적인 비전의 제시, 예산 확보 및 재원 부담, 보존권역 설정, 보전과 개발이라는 이념 차이, 공공재와 사유재산 사이의 대립 등 갈등이슈가 복잡하고 다양하다”고 지적한다. 이를 통해 지역의 특성이나 여건에 따라 규제 수용도의 정도가 다양하게 나타날 수 있음을 유추할 수 있다. 특히 역사문화환경 보존지역에서의 허가 처분을 예상하기 어렵고, 일률적ㆍ단편적 규제로 인한 합리성이 미흡한 점, 문화재보호법과 도시계획법 등 법령 간 괴리로 인한 중복 규제, 주민참여가 미흡한 점은 주민과의 갈등을 증폭시키는 원인으로 지적된다(문화재청, 2018).

물론 역사문화환경 보존지역처럼 면(面) 단위의 정책이 문화유산 보호라는 하나의 목적만 달성하는 것은 아니다. 조일형 외(2019)에 따르면, 역사문화환경 보존지역의 거주자들이 기대할 수 있는 편익은 “가계소득 혹은 마을의 수익 증대와 같은 유형적 편익, 마을에 대한 인식 및 인지도 향상, 주민들의 자부심 같은 무형적 편익”이 나타날 수 있다고 설명한다. 또한, 역사문화환경 보존지역이 지정문화재의 원형 보존과 경관 관리에 기여한다는 점에는 반론의 여지가 없을 것이다.

이렇듯 문화유산의 관리나 이에 대한 주민의 시각은 단순히 문화유산을 보호하는 것뿐만 아니라, 지역사회에서의 상호작용 측면에서 긍정적 혹은 부정적 요소로 작용할 수 있다. 이러한 상황에서 주민의 문화유산 관리에 대한 정책적 인식은 정책의 만족이나 정부에 대한 신뢰라는 측면에서 중요하게 지적될 수 있으며, 문화유산 자체에 대한 태도 역시 지역주민의 삶이나 무형적 편익에 중요한 요소로 작용할 수 있다. 태도(attitude)란 “개개인이 마주한 대상 및 상황에 대해 호의적 또는 비호의적으로 일관되게 반응하는 학습된 성향”으로 정의되며(Schiffman & Kanuk, 2010; 김성조ㆍ김재학, 2019에서 재인용), 놓인 상황에 대해 구체적인 행동을 예측할 수 있게 한다(유현경ㆍ김은진ㆍ윤유식, 2020).

따라서 문화유산에 대한 주민의 정책적 인식이나 태도는 지역사회를 형성하고 유지하는데 무엇보다 중요한 요인으로 강조될 수 있다. 본 연구는 이러한 주민의 인식이 지역애착이나 공동체 형성에 영향을 미친다고 보았다. 이경영(2019)은 지역애착도가 주민의 관심과 참여를 촉진하고, 범죄예방 효과가 있으며 삶의 질에 기여한다고 설명했다.

본 연구와 관련된 선행연구는 문화유산에 대한 지역주민 인식에 관한 연구(조일형 외, 2019; 채경진, 2017a; 이후석, 2011)나 문화유산 장소 방문객 인식에 관한 연구(이정은ㆍ최병창, 2021; 김성조ㆍ김재학 2019)로 구분된다.

먼저 문화유산에 대한 지역주민 인식에 관한 연구를 살펴보면, 역사문화환경 보존지역 거주자 600명을 대상으로 조사한 조일형 외(2019)의 연구는 본 연구와 같이 문화유산으로 규제를 받는 주민의 인식을 측정했다는 점에서 유용한 시사점을 제공한다. 이 연구는 문화유산의 갈등보다는 이로 인한 긍정적 측면에 중점을 둔 연구로, 거주민의 무형적 편익이 역사문화환경 보존지역 만족도 및 문화유산 보존 참여 의지에 미치는 영향을 실증 분석했고, 유의미한 결과를 보였다. 다만, 지역애착도와 지역공동체라는 변수를 매개 혹은 종속변수로 설정한 본 연구의 목적과는 다소 다른 측면이 있다.

채경진(2017a)의 연구는 문화영향평가에 적용된 문화유산, 접근성, 문화향유, 참여, 공동체, 창조성 지표를 활용해 구조모형을 설정하고, 문화유산 보존 및 활용의 대표사업인 문화재 돌봄사업과 지역문화재 활용사업과 관련된 지역주민 1,479명을 대상으로 설문조사를 실시해 이를 검증했다. 특히 문화유산을 시작 변수로 이것이 접근성 및 문화향유에 영향을 미치고, 다시 참여와 공동체, 그리고 최종적으로 창조성에 영향을 미친다는 인과경로는 본 연구에서의 기본 인식과 유사해 인과경로나 세부 측정변수 설정 시 유용할 수 있다.

이후석(2011)은 근대문화유산이 집적해 있는 인천광역시 중구 주민 280명을 대상으로 지역사회애착(정체성, 착근성, 의존성)과 근대문화유산에 대한 인식(관광상품과 유산보전)간 영향관계를 검증했고, 그 결과 지역사회애착의 세부 요인과 근대문화유산 요인의 세부 요인 간 긍정적 영향관계가 나타났음을 발견했다. 이 연구는 문화유산에 대한 직접적인 인식을 조사했다는 점에서 의미를 찾을 수 있으나, 근대문화유산이 국가지정문화재에 비해 규제가 크지 않은 점과 관광적 시각으로 접근한 점, 행위 제한을 받는 규제 지역주민에 한정하지 않은 점은 본 연구가 지향하는 목적과는 차이가 있다.

다음으로 문화유산 장소 방문객 인식과 관련된 연구 중, 김성조ㆍ김재학(2019)은 청주 지역의 문화재 야행사업을 방문한 331명을 대상으로 문화유산 인식(보존인식, 활용인식)과 장소애착심(장소정체성, 장소의존성), 태도(인지적 태도, 행위적 태도)와의 인과관계를 검증했다. 물론 관광객의 시각에서 접근하긴 했지만, 문화유산에 대한 인식이 장소애착심에 영향을 미치고, 실제 결과에서도 유의미하게 나타난 점은 본 연구에서 기대하고자 하는 두 변수 간 영향관계를 지지해주는 결과로 볼 수 있다.

유사한 시각에서 이정은ㆍ최병창(2021)은 근대문화유산지역 방문경험이 있는 관광객 535명을 대상으로 문화향수(노스텔지어), 태도, 관여, 장소애착 간 구조모형을 검증했다. 모든 가설이 의도한 대로 통계적으로 유의미한 정(+)의 관계로 나타났는데, 관광객의 태도가 장소애착에 유의미하게 나타난 점은 본 연구에서 설정한 가설을 지지해주는 결과로 볼 수 있다.

한편, 조금 다른 관점이기는 하지만 최장락ㆍ이상희(2013)는 대전지역 원도심에 분포해 있는 근대산업유산의 활용방안이 미비한 점을 비판하면서, 근대산업유산을 보존ㆍ정비해 그 가치를 알기 쉽게 전달하여 지역 역사와 문화에 대한 애착과 공동체 의식을 형성해야 한다고 주장했다. 이는 문화유산에 대한 정책이나 태도가 지역애착심이나 공동체 형성 간 인과관계를 유추할 수 있게 하는 결과로 시사하는 바가 크다.

물론 이후석(2011)이나 이경영(2019)의 연구에서처럼 지역애착도가 문화유산 정책이나 태도에 영향을 미칠 수 있고, 지역공동체가 지역애착도에 미치는 영향에 대한 연구결과도 보고되고 있다. 하지만 본 연구에서 검증하고자 하는 문화유산을 통한 지역애착심과 공동체 형성의 논리적 방향과는 다소 차이가 있다.

본 연구에서는 문화유산 인식(문화유산 관리, 문화유산 태도), 지역애착도, 지역공동체간 인과관계를 검증하는 것이 주목적이다. 우선, 독립변수인 문화유산 관리는 문화유산 정책과 연관되어 있다. 김종혁(1997)은 문화유산 관리 행정을 “문화재의 효율적인 보존ㆍ관리 및 전승과 활용이라는 목표를 달성하기 위한 국가의 제반 작용”으로 정의했다. 이 개념에 따르면 문화유산 관리는 문화유산의 보존뿐만 아니라, 활용을 포괄하는 개념으로 이해할 수 있다. 본 연구에서도 이를 고려해 문화유산의 보존과 관련된 문항(a2), 역사문화환경 단위에서의 관리 정도(a1)와 함께 활용 시각에서 문화유산 관람환경 개선 정도(a3)를 측정변수로 설정했다.

또 다른 독립변수인 문화유산 태도는 지역주민의 문화유산에 대한 긍정적 혹은 부정적으로 형성된 시각이나 인식을 의미한다. 조일형 외(2019)에 따르면, 문화유산에 대한 태도는 규제 지역에 거주하고 있는 주민 특성에 따라 시각이 좌우될 여지가 크다고 주장했다. 특히 개발 이익과 충돌되는 사유재산권의 제한은 문화유산 그 자체에 대한 시각도 전환될 수 있음을 지적하면서 이를 규제 순응을 위한 중요 요인으로 강조했다. 이러한 문화유산 태도는 문화유산에 대한 애호 정도(b1), 문화유산 보호를 위한 마음가짐(b2), 문화유산 관람을 통한 이해와 인식의 폭 증대(b3)를 통해 측정가능하다(채경진 외, 2017a).

다음으로 매개변수로 설정한 지역애착도는 “지역사회에 대해 느끼는 지역주민의 심리적 연대감”으로 정의할 수 있다(장정순ㆍ임원선, 2015:103). 지역애착도가 문화유산과 관련되어 논의된 연구들은 주로 관광 분야에서 활발하게 나타나고 있지만, 지역주민 시각에서의 지역에 대한 애착보다는 관람객의 방문에 따른 장소적 애착에 좀 더 중점을 두고 있었다(이정은ㆍ최병창, 2021 등). 본 연구에서의 지역애착도는 거주민의 관점에서 지역에 대한 만족(c1)과 지역 거주에 대한 자부심(c2)으로 설정했다.

마지막으로, 종속변수로 설정된 지역공동체에 대해 한국문화관광연구원(2017)은 “특정한 유대감을 가지고 공동의 연대를 통해 사회적으로 상호작용하는 사람들의 집합”으로 사회적 자본과 문화공동체를 포함하는 개념으로 접근하고 있고, 사회적 자본과 문화공동체를 주요 개념으로 설명했다. 본 연구에서의 지역공동체 개념 역시 “연대(tie), 규범(norm), 그리고 신뢰(trust)”로 대표되는 Putnam(1993)의 사회적 자본의 주요 개념을 수용해, 주민 간 신뢰 수준(d1)이나 서로 잘 알고 있는 정도(연대, d2)를 주요 측정문항으로 설정했다. 또한, 문화공동체의 경우, 주민 간 취미활동이 주로 문화적 특성에 기반을 둔 경우가 적지 않아 이를 즐기는 정도(d3)로 이를 측정하고자 한다.

측정변수의 경우 채경진(2017a/2017b)에서 제시된 지역 문화유산의 보존관리나 태도, 공동체와 관련된 문항을 사용했고, 나도삼 외(2006)에서 제시된 지역 거주 만족도나 자부심 문항을 활용했다.

이렇게 설정된 4개의 요인을 바탕으로 총 5개의 경로를 설정하여 모형을 설계했다. 문화유산 정책은 문화유산 보존관리나 공개를 통한 활용으로 지역주민 혹은 관람객에게 편익을 제공하고 있다. 이러한 정책요인인 문화유산 관리는 지역애착도나 지역공동체에 영향을 미친다고 가정했다. 또 다른 독립변수인 문화유산 태도의 경우 지역주민의 문화유산에 대한 인식 요인으로 볼 수 있으며, 이 역시 지역애착도와 지역공동체에 긍정적 영향을 미친다고 가정했다.

채경진(2017a)의 연구에서는 문화영향평가의 지표를 활용해 이들 간 인과관계를 모형으로 설정했는데, 문화유산의 보존과 활용은 접근성 및 문화향유에 영향을 미치고, 이것이 참여나 공동체의 확보에 영향을 미친다고 설명하고 있다. 이 연구는 문화유산 정책이나 그 자체에 대한 주민의 인식이 공동체로 이어지고 있는 것을 검증했고, 이는 본 연구에서의 가설경로 설정을 뒷받침해준다고 볼 수 있다. 최장락ㆍ이상희(2013) 역시 문화유산의 보존 및 활용이 지역애착심 및 공동체 의식을 형성한다고 주장해, 본 연구에서 설정한 문화유산 관리 요인과 지역애착심, 지역공동체 간 영향 관계를 지지해주고 있다.

문화재야행 사업에 한정되기는 하지만 문화유산 보존 및 활용인식이 장소애착심에 영향을 미친다는 결과도 제시된 바 있고(김성조ㆍ김재학, 2021), 이정은ㆍ최병창(2021)의 연구에서도 관광객의 태도가 장소애착에 유의미하게 나타난 점은 본 연구모형에서 검증하고자 하는 문화유산 태도와 지역애착심 간 가설을 지지해주는 결과로 볼 수 있다. 장호수ㆍ심승구(2007) 역시 문화재 보존 및 활용의 목표는 ‘문화재 보호’뿐만 아니라, ‘지역공동체’, ‘지역 경제 활성화’, ‘어메니티 조성’, ‘지역의 정체성 확보’에 있다고 설명하였는데, 이는 문화유산을 통해 지역에서 다양한 효과를 가져올 수 있음을 시사하고 있다.

특히 적지 않은 연구자들이 문화유산의 공동체적 효과를 언급하고는 있지만, 주로 무형문화유산과 공동체 간 상관성을 질적으로 접근한 것이 대부분이다(강정원, 2016 등). 본 연구에서의 문화유산은 무형문화유산이 아닌 지역의 유형문화유산을 대상으로 하고 있고, 이 문화유산으로 인한 주민의 시각이나 영향이 어떻게 나타나는가에 더 초점을 두고 있는 것이 차별적이다.

이러한 맥락에서 본 연구의 모형을 제시하면 [그림 1]과 같다.

그림 1. 연구모형

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자료수집은 2019년 9월 25일부터 11월 11일까지 경상북도 경주시, 전라남도 나주시, 인천광역시 강화군의 주민 각각 150명씩 총 450명을 대상으로 진행되었다. 표본추출은 경주시는 진현동, 양동리, 황남동, 나주시는 금남동, 성북동, 강화군은 관청리, 갑곳리, 온수리, 초지리 등 지역의 대표적인 문화유산과 인접해서 거주하는 주민을 대상으로 무작위 추출했다. 설문배포 및 수거는 전문조사기관의 대행을 통한 대면방식에 의해 진행되었고, 설문은 7점 척도(1점: 매우 아니다, 2점: 아니다, 3점: 조금 아니다, 4점: 보통이다, 5점: 조금 그렇다, 6점: 그렇다, 7점: 매우 그렇다)로 조사되었다. 설문분석을 위한 프로그램은 IBM사의 SPSS 22.0과 AMOS 18.0을 사용하였다.

설문 대상을 경주, 나주, 강화로 잡은 이유는 다음과 같다. 우선, 세 지역 모두 광역단위의 문화유산 관리센터(광역단위 문화재 돌봄센터 소재지)를 보유한 지역이고, 문화유산 관리에 대한 평가도 우수하게 나타나 다른 지역에 비해 문화유산의 관리가 좀 더 높은 수준에서 이뤄지고 있는 것을 고려하였다.⁴⁾ 다음으로, 경주는 한국의 대표적인 문화유산 보유지역으로 역사적, 지역적 대표성이 있어, 이들 지역주민을 대상으로 한 조사는 본 연구목적을 달성하는데 가장 적합한 지역으로 판단하였다. 나주시 역시 근대 시기를 포함한 전남 지역의 대표적인 문화유산 보유지역이고, 강화군 역시 고인돌 유적지 등 세계유산을 보유한 수도권의 대표적인 지역으로 지역적 대표성, 지역 안배 등을 고려해서 선정하였다.

설문 응답자의 특성을 살펴보면, 남성이 50.2%, 여성이 49.8%로 비슷하게 조사되었다. 연령은 30대 및 40대가 20%씩 가장 높았다. 학력은 대졸이 46.4%, 고졸이 42.4%로 비슷하게 나타났다. 직업은 일반회사원이 26.7%로 가장 많았고 자영업(22%)이 그다음으로 높았다. 거주 기간은 20년 이상이 49.8%로 가장 높아 대체로 지역에서 거주 기간이 긴 것으로 나타났다.

변수의 타당성은 탐색적 요인분석(EFA: exploratory factor analysis)과 확인적 요인분석(CFA: confirmatory factor analysis)을 실시해서 검증하였다. 탐색적 요인분석은 가장 많이 사용되는 주성분 분석(principle component analysis)을 통한 베리맥스 회전방식(Varimax)을 사용해 요인을 추출하였다. 우선 독립변수, 매개변수, 종속변수의 요인분석 결과, 고유값(eigen value: EV)이 1 이상인 요인이 도출되었고 연구모형에서 의도한 잠재요인으로 수렴되었다. KMO값은 모두 0.8 이상으로 높게 나타났고, 요인적재 값(factor loading)이나 공통성(communality: COM) 모두 0.5 이상으로 나타나 타당성에는 문제가 없는 것으로 판단 가능하다.

탐색적 요인분석에 의한 요인1은 문화유산 관리 요인으로 a1(0.830), a2(0.662), a3(0.701)로 구성되었고, 요인2는 문화유산 태도 요인으로 b1(0.765), b2(0.839), b3(0.797)로 구성되었다. 요인3은 지역애착도 요인으로 c1(0.830), c2(0.846)으로 구성되었고, 요인4는 지역공동체 요인으로 d1(0.838), d2(0.766), d3(0.693)로 구성되었다.

확인적 요인분석 역시 요인적재 값이 모두 0.5 이상으로 나타났으며, 평균분산추출지수(average variance extracted: AVE)는 Diamantopoulos & Siguaw(2000)가 설정한 최소 기준인 0.4 이상으로 나타나 충족된 것을 알 수 있다. 이에 대한 요인 수렴도 요인 적재 값에는 미미한 차이가 있었지만, 탐색적 요인분석의 결과에서처럼 본 연구에서 의도한 4개의 잠재요인으로 수렴되었다.

이렇게 잠재요인으로 수렴된 변수를 대상으로 개념 신뢰도(construct reliability: CR)와 Cronbach’s alpha(α)값을 이용해 신뢰성 분석을 실시했다. 그 결과, 개념 신뢰도는 모든 요인이 0.7 이상으로 나타났고, Cronbach’s α 값은 0.66 이상으로 나타나 신뢰성은 확보되었다고 판단 가능하다.

요인분석 결과 도출된 잠재요인의 평균값을 살펴보면, 문화유산 관리가 4.82점으로 가장 높았고, 지역애착도 4.81점, 문화유산 태도 4.72점, 지역공동체 4.61점의 순으로 나타났다.

측정변수의 경우, a1과 c1이 4.83점으로 가장 높았고, a2 4.82점, a3 4.80점, c2 4.79점, b2 4.77점 등의 순으로 나타났다. d2는 4.67점으로 가장 낮은 평균값을 보였지만 타 변수와의 평균 차이가 크지 않았고 보통 수준(4점) 이상인 것으로 나타났다.

다음으로 요인별로 대상 지역, 성별, 연령, 학력, 거주 기간, 종교, 소득에 따른 집단 간 평균 차이를 비교하였다. 대상 지역의 평균 차이는 일원분산분석(one-way ANOVA)을, 그 외에는 독립표본 t-test를 적용했다. 일원분산분석 시 사후검정(Post Hoc)은 집단간 케이스가 같으므로 Tukey를 사용했다.

우선, 대상 지역에 따른 평균 차이는 문화유산 관리 및 지역애착도에서 나타났고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다. 사후검정을 통해 문화유산 관리 요인에서는 경주 및 강화가 나주보다 평균값이 높게, 지역애착도에서는 경주가 나주 및 강화보다 평균값이 높게 나타났고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다(p⟨0.01).

또한 기본적 주민 특성인 성별과 연령에 따른 평균 차이를 비교한 결과, 성별에 따른 평균차이 역시 나타나지 않았다. 다만, 연령에 따른 평균 차이 비교는 문화유산 관리 요인에서 30대 이하가 40대 이상보다 평균값이 높았고 통계적으로도 유의미하게 나타나(p⟨0.1), 정책 요인과 관련해서는 인식차가 있는 것을 알 수 있었다.

학력에 있어서는 대졸 이상의 주민집단이 고졸 이하의 주민집단보다 문화유산 관리 및 지역공동체 요인에서 평균이 높게 나타났고 통계적으로도 유의미하게 나타났다.

다음으로, 거주 기간에 따른 평균 차이는 거주민의 지역에 대한 인식을 기간의 흐름에 따라 살펴볼 수 있다는 점에서 의미가 있는데, 거주기간이 20년 이상인 주민은 그 미만인 주민보다 지역애착도나 지역공동체 수준이 높게 나타났고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다. 종교에 따른 평균차이 역시 마찬가지로 종교를 가진 주민이 그렇지 않은 주민보다 지역애착도와 지역공동체가 높게 나타났고 통계적 유의미성을 보였는데, 지역 문화유산이 종교나 민속문화와 관련된 경우가 적지 않기에 이러한 결과가 나타났다고도 볼 수 있다. 마지막으로, 소득에 따른 평균 차이의 경우 300만 원 이상의 주민집단이 그 미만인 집단보다 문화유산 관리와 지역애착도가 높게 나타났다.

본 연구에서의 모형 적합도는 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 적용해 χ²(카이제곱)/df(자유도)값, 적합도지수(GFI: goodness of fit index), 평균제곱잔차제곱근(RMR: root mean-square residual), 표준적합지수(NFI: normed fit index), 증분적합도(IFI: incremental fit index), 비교적합지수(CFI: comparative fit index) 값을 통해 판단했고(김계수, 2005), 수용기준은 다소 높은 기준을 요구하긴 하지만 Hooper et al.(2008)이 제안한 기준을 따랐다.

먼저, 제안모형에서는 GFI를 제외하면 모든 기준에 미치지 못한 것으로 나타났다. 이럴 경우, 연구의 논리 흐름을 해치지 않은 범위 내에서 수정모형을 제시할 수 있는데, 이때 수정지수(modification indices)를 활용해 오차항 간 공분산 추가를 검토할 수 있다. 단, 수정지수는 “이론적으로 동일한 외생잠재변수의 측정오차 또는 내생잠재변수의 측정오차 간 상관을 설정”한다는 전제가 있어야 가능하다(우종필, 2014). 본 연구에서는 문화유산 관리와 문화유산 태도의 오차항 하나를 고려해 수정모형을 제시했다. 수정모형에서는 Hooper et al.(2008)이 제시한 모든 기준에 부합하는 결과를 보여 모형이 훨씬 개선된 것으로 나타났다.

이렇게 수정모형을 본 연구에서의 최종모형으로 보고 인과 경로를 검증했다. 결과, 총 5개의 가설경로 중 총 3개의 경로가 채택되었다. 구체적으로 살펴보면, 우선, 문화유산 관리 요인은 지역애착도에 긍정적 영향을 미쳤고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다(p⟨0.05). 문화유산 태도 요인 역시 지역애착도에 긍정적 영향을 미쳤고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다(p⟨0.01). 마지막으로, 매개변수인 지역애착도는 종속변수인 지역공동체에 긍정적 영향을 미쳤고, 통계적으로도 유의미하게 나타났다(p⟨0.01).

특이한 점은 문화유산 관리 및 문화유산 태도 요인과 종속변수인 지역공동체 간 통계적 유의미성이 나타나지 않은 점이다. 이를 통해 독립변수인 문화유산 관리 요인과 문화유산 태도 요인은 지역애착도 요인을 매개해서만 지역공동체에 긍정적 영향을 미친다는 것을 알 수 있었다.

다음으로 요인간 효과를 분석하면, 종속변수인 지역공동체에 대해 문화유산 태도는 지역애착도를 매개해 0.398, 문화유산 관리 역시 지역애착도를 매개해 0.290으로 나타났다. 지역애착도가 지역공동체에 미치는 직접효과가 크기에 지역애착도에 미치는 독립변수의 간접효과는 종속변수에 대한 총 효과를 높이는 중요한 요인으로 볼 수 있다.

분석을 통한 논의사항은 다음과 같다.

첫째, 문화유산 지역에 거주하는 주민들의 문화유산에 대한 인식은 어떠한가?

본 연구에서는 문화유산 관리라는 정책요인에 대한 인식, 지역 문화유산에 대한 주민의 인식을 측정했다. 그 결과 문화유산 관리 요인은 본 연구에서 설정한 모든 잠재요인 중 가장 높은 평균값을 보였고, 문화유산 태도 요인 역시 보통 수준(4점) 이상의 다소 긍정적인 결과를 보였다. 이 결과는 문화유산으로부터 직간접적 규제를 받는 지역주민이라도 문화유산 정책이나 태도에 대해서는 별개로 인식할 수 있다는 점에서 흥미롭다. 실제 채경진(2017b)의 연구에서는 문화유산으로부터 직접적 규제를 받는 고도지역 주민을 대상으로 문화유산에 대한 인식을 조사했는데, 문화유산 때문에 받는 피해나 고통에도 불구하고, 이를 보유한 자부심(5.1점/7점 만점)이나 역사문화경관의 가치 인식(5.3점/7점 만점)이 높게 나타난 점과 유사하다.

둘째, 어떠한 집단의 특성이 요인별 인식 차이를 가져오는가?

본 연구에서의 집단별 평균 차이 검증 결과, 문화유산 관리 요인에 있어서 지역, 연령, 학력, 소득에 따라 유의미한 통계적 차이를 보였다. 아직까지는 본 연구결과를 지지하거나 비교할만한 누적된 결과를 찾아보기는 어렵지만, 정책에 대해서 상대적으로 고학력, 고소득 집단이 그렇지 않은 집단보다 높게 인식한 점은 정책적 접근시 고려할만한 결과로 보인다. 또한, 지역애착도와 지역공동체에 대해서는 거주 기간이나 종교 유무에 따라 공통적으로 유의미한 차이를 보였다. 거주 기간이 길수록, 종교를 가진 집단이 그렇지 않은 집단보다 지역애착도나 지역공동체 의식이 높았는데, 문화유산이 지역에서 종교적 혹은 민속적 활동에 관여되어 있는 점이 반영된 결과로 해석되며, 지역사회 애착심에 대한 측정은 거주 기간을 중시하는 경향이 있다는 김민지 외(2017: 55)의 결과에 부합했다.

특이한 점은 문화유산 태도에 대해서는 인구통계학적 특성에 따른 평균 차이가 없게 나타난 것인데, 이를 통해 다양한 주민들이 느끼는 문화유산에 대한 인식에는 차이가 없음을 알 수 있다.

셋째, 문화유산의 관리 요인과 문화유산 태도 요인은 왜 지역애착도를 매개해서만 지역공동체에 영향을 미치는가?

본 연구결과는 문화유산 관리 요인과 문화유산 태도 요인이 지역애착도를 매개해서만 지역 공동체에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 문화유산 관리나 태도가 지역공동체에 영향을 미친다는 기존 연구는 적지 않다(임학순, 2016; 장호수ㆍ심승구, 2007). 하지만, 본 연구결과에서는 직접적 영향보다는 지역애착도를 매개한 경우에만 공동체 효과가 나타난 것을 알 수 있었다. 물론, 유사한 실증연구인 채경진(2017a)의 결과에서는 문화유산 요인이 공동체에 직접적 영향을 미치면서도 접근성, 문화향유, 참여를 매개해서도 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타난 바 있다. 하지만, 채경진(2017a)의 연구는 문화유산의 사업(프로그램)과 직접적으로 연관된 참여자나 주민들이 중요한 대상으로 설정되어 있어 본 연구에서의 대상과는 다소 차이가 있다. 또한, 기존의 다수 연구가 문화유산의 정책 혹은 태도와 지역 혹은 장소애착도 간 관계에 대해 초점이 있는 만큼 이것과 함께 지역공동체를 포함한 모형을 검증했다는 것에 본 연구의 의미를 찾을 수 있을 것이다.

그림 2. 인과모형의 추정 결과 ^*p⟨0.05, ^**p⟨0.01.

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