Embed Size (px)
Citation preview
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가
수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향*1)
정연구**2)
(한림 학교 언론정보학부 교수)
송 주***3)
(한림 학교 언론정보학부 부교수)
윤태일****4)
(한림 학교 언론정보학부 부교수)
심 훈*****5)
(한림 학교 언론정보학부 부교수)
이 연구는 이주여성에 한 뉴스가 이주여성에 한 부정 고정 념, 다문화지향성에 미치는 향을
살펴보고자 했다. 이를 해 이주여성에 한 뉴스 노출과 뉴스 기억에서, 부정 고정 념, 다문화지향
성에 이르는 경로모형을 구성하여 검증했다. 한 이주여성과의 정도에 따라 그 계가 어떻게 달
라지는가도 살펴보았다. 분석 결과, 이주여성과의 이 많은 경우 뉴스에 더 많이 노출되고 정 뉴스
를 더 많이 기억하며, 부정 고정 념도 약했고 문화교류에 해서도 개방 인 것으로 나타났다. 한
이주여성에 한 뉴스 노출이 많을 경우 그들에 한 정뉴스와 부정뉴스를 더 많이 기억했으며, 뉴스
기억은 이주여성에 한 부정 고정 념에 향을 미치는 것으로 나타났다. 이주여성에 한 부정
고정 념의 정도에 따라 다문화지향성도 달라지는 것으로 분석 다. 이주여성과의 여부에 따라 부
정뉴스의 기억이 부정 고정 념에 미치는 향력의 크기가 달라진다는 도 발견 다. 이상의 연구결
과는 미디어가 이주여성을 다문화ㆍ다민족 공존의 상으로 보기보다는 타자화, 동질화, 정형화하고
있다는 기존 연구의 비 과 우려를 미디어 효과의 측면에서 보여 다.
Key words: 뉴스 노출, 뉴스 기억, 고정 념, 다문화지향성, 개인 , 결혼이주여성, 다민족ㆍ다문화사회
* 이 논문은 2008년 한국학술진흥재단의 지원을 받아 수행된 연구임(KRF-2008-321-B00271).
*** [email protected], 교신 자
**** [email protected]
***** [email protected]
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·406
1. 문제의 제기
통계청(2010)에 따르면, 1990년 4,710건으로 체 결혼 건수의 1.2%에 지나지 않던 국
제결혼은 2000년 에 들어 증하기 시작해 2004년에는 35,447건, 11.4%로 체 결혼 건
수의 10%를 돌 했고 2005년에는 43,121건으로 13.6%를 기록해 정 을 었다. 이후 다
소 정체되기는 했지만 2009년의 경우만 보더라도 국제결혼은 33,300건으로 체 결혼의
10.8%를 차지했다. 이제 일상생활에서 결혼이주민(주로 여성)을 마주하는 일이 빈번해지고
있다. 국제결혼을 통한 결혼이주민의 유입과 다문화 가정의 증이 우리사회가 다민족ㆍ다
문화 사회로 진입하는 요한 계기가 다는 것은 주지의 사실이다. 물론 이주민이 결혼이주
민만을 의미하는 것은 아니다. 유엔국제이주기구(IOM)는 이미 2005년에 한국에 약 200만
명에 달하는 외국인이 합법ㆍ불법으로 체류하고 있는 것으로 추정했으며, 법무부도 2007년
8월을 기 으로 국내에 체류하는 외국인이 사상 처음으로 100만 명을 돌 했다고 발표한 바
있다(황정미 외, 2007에서 재인용). 오히려 수치만을 놓고 비교한다면 이주노동자가 15만 명
정도인 결혼이주민보다 훨씬 많다는 것이다. 하지만 ‘ 주’와 ‘ 통의 뒤섞임’을 제로 한다
는 에서 결혼이주민의 증가가 민족국가의 이념형(ideal type)에 가까운 우리사회에 가져다
충격과 변화는 이주노동자의 증가에 비해 더 크다고 할 수 있다(엄한진, 2006).
한편 국제결혼의 상당수가 농림어업에 종사하는 한국 남성과 발 국가 출신의 여성 간
에 이루어지는 조건에서, 그동안 다문화사회에 한 정부와 시민사회의 응은 주로 결혼이
주여성의 인권보호, 한국어 한국 문화 교육, 자녀 양육 지원 등 그들을 단시일 내에 한국
사회에 응시켜 이주의 부작용을 최소화하고 사회통합을 공고히 하는 데 맞추어져 왔다.
그러나 다민족ㆍ다문화 사회로의 진입은 단지 인구 구성이 인종ㆍ민족 으로 다양화된다는
것뿐만 아니라 정치ㆍ경제ㆍ사회ㆍ문화 역에서의 반 인 변화를 수반하게 된다. 21세
기를 살아가는 우리의 인종, 민족 이 여 히 근 수 에 머물러 있다는 장태한(2001)
의 직설 진단에 귀를 기울인다면, 결혼이주민의 증가와 다문화사회로의 변화를 결혼이주
민의 응을 지원하는 차원의 문제로 국한할 수 없으며 이들을 받아들이는 데 필요한 우리
사회의 태도와 자세의 변화에 한 고민도 필요하다. 다문화사회로의 변화 과정에서 시 히
요구되는 것은 결혼이주여성의 응과 동화를 한 사회 지원뿐만 아니라 다른 인종ㆍ민
족에 한 고정 념이나 편견의 교정과 다문화 지향성의 배양이기도 하다는 것이다(황정미
외, 2007).
이런 맥락에서 2000년 반 이후 다문화ㆍ다민족사회에서의 미디어의 역할에 한
심이 높아진 것은 단히 자연스러운 상이라고 할 수 있다. 에는 경험하지 못했던 새
로운 사회 환경 하에서 사회구성원들이 변화를 지각하고 그에 한 태도와 가치 을 형성
하는 데 미디어가 지 한 향을 미칠 것이라는 은 쉽게 측할 수 있기 때문이다. 지 까
지 ‘다문화ㆍ다민족사회와 미디어’에 한 부분의 연구는 드라마나 다큐멘터리, 뉴스가 어
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·407
떻게 이주민을 재 하고 있는가에 을 맞추어 왔으며, 그 동안의 연구 결과는 미디어가
이주민의 문화 주체성을 존 하고 그들을 다문화ㆍ다민족 공존의 상으로 보기보다는
‘피해자’, ‘지원 상자’, ‘부 응자’로 재 하면서 결국 우리사회 안에서 ‘타자화’하고 있다는
것으로 요약할 수 있다(김경희, 2009; 김수정, 2007; 양정혜, 2007; 오경석, 2007; 이경숙,
2006; 이동후, 2006). 하지만 다문화ㆍ다민족사회에서 미디어의 역할에 한 사회 기
혹은 우려와 비 이 지 않음에도 불구하고 직 으로 미디어의 효과를 검증하고자 한 연
구는 무한 실정이다.
이 연구는 미디어에 의한 결혼이주여성의 재 이 수용자들의 결혼이주여성에 한 인식,
다문화사회에 한 태도 등에 미치는 향을 살펴보고자 한다. 구체 으로 결혼이주여성에
한 뉴스 보도가 뉴스에 한 기억에 미치는 향, 뉴스에 한 기억이 결혼이주여성에
한 고정 념과 다문화지향성에 미치는 향 등을 구조방정식모형을 통해 검증할 것이다.
한 고정 념과 편견에 한 사회심리학 연구에서 제기된 가설(contact hypothesis)에
근거해 결혼이주여성에 한 개인 의 여부에 따라 뉴스 노출과 기억, 고정 념, 다문
화지향성의 정도와 그 계가 어떻게 달라지는가도 살펴보도록 하겠다.
2. 이론 논의
1) 미디어의 결혼이주여성 재
2000년 이후 이주노동자, 결혼이주민의 증가 등으로 인해 국내에 거주하는 이주자의
수가 증가하면서 우리사회도 다문화ㆍ다민족사회에 진입했다. 단일민족의식이 강한 한국인
에게 다민족ㆍ다문화사회는 매우 낯설고도 불편한 경험이 아닐 수 없으며, 따라서 격한
변동이 래하는 불안정성에 처해야 할 사회 필요성 한 증 되어 왔다. 특히 출입국
실태, 노동조건, 인권침해, 국제결혼, 다문화가정의 자녀 양육 등 이주노동자와 결혼이주
민과 련된 문제가 사회 쟁 으로 부각되면서 그 해결을 한 다양한 정책 연구들(설
동훈, 2006; 김 미, 2006)이 수행되어 왔는데, 매스 미디어 연구는 비록 직 인 정책 연
구는 아니었지만 다민족ㆍ다문화사회로의 변화 과정을 우리사회가 어떻게 받아들이고 있는
가를 드러내 다는 측면에서 그 의의가 작지 않다고 할 수 있다.
그동안 미디어 연구는 체로 미디어에 재 된 이주민의 이미지 분석에 을 맞추어 왔
다. 오경석(2007)은 미디어가 다문화 상을 문화상품화 하면서, 다문화사회에 한 편
하고 왜곡된 이미지를 생산하고 유통시킨다는 을 지 한다. 아시아 출신의 결혼이주여성
을 주인공으로 한 로그램들을 통해 결혼이주여성들은 ‘문제화’와 ‘신비화’라는 두 가지 극
단 인 이분법 이미지로 재 되며, 이 과정에서 수용자의 반응은 ‘경계심’과 ‘온정주의’로
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·408
양극화 되고 결혼이주여성들의 존재 한 ‘탈맥락화’되고 ‘타자화’된다는 것이다. 결혼이주
여성과 그 가족이 출 하는 표 텔 비 로그램 ‘러 인 아시아’를 분석한 연구들도
멜로 드라마 주제와 이야기 구조를 통해 ‘이산’(diaspora)이라는 사회 문제가 개인 차
원의 휴머니즘으로 사사화(privatization)되고 있을 뿐만 아니라 보편 인 이야기 구조를 통
해 다양한 배경과 문화를 지닌 주인공들이 동질화되며(이경숙, 2006), 나아가 가부장 가
족 이데올로기에 의해 문화 다양성과 혼종성은 억압 방식으로 ‘우리’ 안에 포섭된다고
비 한다(이동후, 2006).
텔 비 드라마나 다큐멘터리 분석에서 지 된 결혼이주여성 재 의 문제 은 뉴스 분
석에서도 유사하게 제기되고 있다. 양정혜(2007)의 연구는 결혼이주여성에 한 뉴스는 언
어 문화 동화를 한 정책 지원에 을 맞추고 있으며, 그러한 지원의 정당성은 주
류 한국사회에 동화되지 못할 경우 이 된다는 논리에 근거하고 있음을 보여 다. 그리
고 결혼이주여성은 일 되게 ‘동화의 상’, ‘혼란을 겪는 상’, 따라서 ‘도움을 필요로 하는
상’으로 묘사되며, 그들 간의 차이는 무시되고 ‘동질 이고 집합 인 타자’로 제시된다는
것이다. 타자화와 동질화의 문제는 온정주의 시선과도 연결되어 있다. 신문과 방송 뉴스,
인터넷 뉴스를 분석한 김수정(2007)의 연구에 따르면 결혼이주여성에 한 온정 논조의
뉴스가 체의 반 정도를 차지하고 있었다. 이주민에 한 텔 비 뉴스의 내러티 를
분석한 김경희(2009)도 이주민은 건강에 문제가 있고 심리 으로 불안해 보이며 어렵게 살
아가는 모습으로, 피해자나 도움을 필요로 하는 사람으로 정형화되기 때문에 수용자의 온정
주의를 유도할 가능성이 높다는 을 지 하고 있다.
2) 미디어와 고정 념의 형성
미디어에 의한 결혼이주여성의 재 에 한 이상의 연구들은 미디어 유형이나 장르에 따
라 편차는 있지만 체로 문화연구의 테두리 내에서 진행되어 왔다. 미디어 텍스트의 분석
을 통해 그 속에 내재해 있는 사회정치 , 문화 요인들을 드러내는 문화연구는 미디어에
의한 결혼이주여성의 ‘타자화’, ‘동질화’, ‘정형화’의 문제를 가부장제, 국수주의, 자본주의,
오리엔탈리즘 등 보다 넓은 사회정치 ㆍ문화 맥락에서 분석한다는 데 그 의의가 있다.
하지만 문화연구는 미디어의 향이나 효과를 실증 으로 검증하는 데 유용한 분석 틀을
제공해 주지는 않는다. 미디어의 결혼이주여성 재 에 한 연구에서 반복 으로 제기되어
온 ‘타자화’와 ‘동질화’, ‘정형화’의 문제의식을 공유하면서도 미디어 효과 연구에 합한 사
회심리학 개념으로는 고정 념(stereotype)을 들 수 있다.
고정 념은 내집단(in-group)으로부터 사회 ㆍ문화 으로 동떨어져 있는 외집단
(out-group)에 한 사회 신념(belief)을 지칭하는 사회심리학 개념이다(McGarty et al.
2002). 일종의 인지 구조로서 고정 념은 지나친 단순화(oversimplification)와 동질화
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·409
(homogenization)를 통해 외집단과 그 구성원들을 보다 빠르게 규정하고 이해하기 한 편
의 수단으로 활용된다(Oakes et al., 1994). 하지만 고정 념이 단순히 인지 차원에 국
한된 문제만은 아니다. 사회문화 차원에서 고정 념은 집단 정체성(group identity)과
하게 연 되어 있으며, 그 속에는 사회정치 권력 계뿐만 아니라 세계 이나 이데올로
기가 반 되어 있기도 하다(Seiter, 1996; Silverstein & Flamenbaum, 1989). 고정 념은
자신과 타자를 신속하게 구별 짓는 인지 구조의 표 인 동시에 다수와 소수의 권력 계와
그 정당화 기제의 표 이기도 하다는 것이다. 따라서 고정 념, 특히 부정 고정 념은 특
정 집단에 한 왜곡된 단의 기 가 되고 불평등을 정당화할 수 있고(Sherman, 1996), 개
인들을 집단에의 소속 여부에 따라 동질화시키기 때문에 인종주의의 기 가 되기도 하며
(Aronson, Wilson, & Akert, 1999), 결국 특정 집단 구성원들의 사회 권리를 부정하는
차별로 이어질 수도 있다(Allport, 1954; Reskin, 2000). 고정 념 연구의 상이 주로 소수
집단인 이유도 여기에 있다(Bar-Tal, 1997; Eagly & Steffen, 1984; Lester et al., 1996;
Wandysz, 1995; White, 1984; Wolfe, 1983).
고정 념은 선험 으로 주어지는 것이 아니라 사회화 과정에서의 학습을 통해, 즉 외집단
개별 구성원들의 행동이나 속성에 한 정보를 축 하는 과정에서 자연스럽게 형성된다
(Aboud, 1988). 요한 은 미디어가 고정 념 형성의 원천이 되는 언어와 이미지를 만들
어내고, 이미 존재하는 고정 념을 지지ㆍ강화시키는 역할을 한다는 것이다. 인쇄용어인
‘연 ’을 최 로 고정 념이라는 사회심리학 용어로 사용한 사람이 리 만(Lippmann,
1922)인 것은 우연의 일치가 아니며, 그동안 많은 연구들이 미디어가 성역할(sex role), 인
종, 세 , 외국인, 이민자, 장애인, 성 소수자, 특정 직업 등등에 한 고정 념을 어떤
방식으로, 왜 생산하는가를 분석해 왔다(참조: Lester & Ross, 2003).
한편 미디어가 만들어 내는 혹은 매개하는 고정 념이 사회 학습을 통해 수용자의 인지
구조에 내재화되는 과정은 개인 차원에서의 미디어 효과로 이해할 수 있는데(Eagly
1987; Eagly & Wood, 1991), 그동안의 연구결과들은 미디어가 수용자의 고정 념 형성과
강화에 향을 미친다는 을 보여주고 있다. 텔 비 시청량이 많을수록 성역할에 한
고정 념이 강했고(McGhee & Frueh, 1980), 백인 학생들의 사회 소수에 한 지각은
텔 비 로그램에 나타난 고정 념과 유사했으며(Ford, 1997; Mastro, 2003), 라틴아메
리카계 미국 이민자들에 한 뉴스는 그들에 한 고정 념을 강화했다(Roman, 2000;
Tovares, 2000). 한 텔 비 의 직업 묘사에 나타난 고정 념이 청소년의 직업에 한 태
도에도 향을 미쳤으며(Wroblewski & Huston, 1987), 뉴스에 묘사된 인종차별 고정
념은 수용자의 인종주의와도 높은 상 계를 보 다(Gorham, 1999).
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·410
3) 개인 과 부정 고정 념의 형성 효과
미디어의 향이나 효과는 수용자들이 이슈나 상에 한 직 경험이 불가능하거나 제
한 인 역에서 훨씬 강력하게 나타나는데, 이러한 역에서는 미디어가 매개하는 실이
유일하거나 지배 인 실일 수 있기 때문이다. 미디어 효과로서의 고정 념 한 미디어가
유일한 정보원일 경우 더 공고하게 형성될 수 있다(Silverstein, 1989; Silverstein &
Flamenbaum, 1989). 하지만 부분의 경우 고정 념은 문학작품, 화, 뉴스 등에 통한 간
경험뿐만 아니라 여행, 개인 , 여행 등을 통한 직 경험에 의해 결정된다
(Wandysz , 1995). 표 으로 가설(the contact hypothesis)은 개인 (personal
contact)이 집단 간 고정 념을 감소시킨다고 가정한다(Allport, 1954). 개인 이 없거
나 부족하면 다른 집단과 그 구성원들에 한 정보가 어지기 때문에 매개된 에 의한
정보 왜곡이 발생하고 공통의 목표나 심도 부족해져서 고정 념이 형성될 가능성도 커지
지만(Tan, et al., 1997), 반 로 개인 을 통해 습득한 고정 념에 불일치하는 정보는
고정 념을 약화시킬 수도 있다(Rothbart & John, 1985). 따라서 미디어가 특정 집단에
한 부정 고정 념의 형성에 향을 미친다는 제 하에, 개인 이 증가할수록 미디
어에 묘사된 특정 집단과 그 구성원들에 한 부정 고정 념의 향도 감소하게 된다고 가
정할 수 있다(Silverstein & Flamenbaum, 1989).
그동안 가설을 지지하는 연구결과들은 꾸 히 보고되어 왔다. 표 인 로 흑인에
한 고정 념 연구를 들 수 있는데, 많은 연구들이 백인과 흑인의 개인 이 흑인에
한 백인의 부정 고정 념을 감소시키고 정 인 태도를 유발한다는 을 발견했다
(Ellison & Powers, 1994; Gorham, 1999; Mastro & Tropp, 2004; Post & Rinden, 2000;
Sigelman & Welch, 1993; Stein, Post & Rinden, 2000; Welch & Sigelman, 2000). 한
흑인과의 개인 이 은 일본 학생들이 미국 백인 학생들보다 흑인에 해 더 강하
고 부정 인 고정 념을 지니고 있다는 연구도 주목할 만하다(Fujioka, 1999). 미국 원주민
에 한 고정 념 연구도 유의미한 결과를 보여주고 있다. 탠과 동료들의 연구(Tan, Fujioka
& Lucht, 1997)에 따르면 미국 원주민과의 빈번한 개인 은 그들에 한 정 고정
념을 유발했으나 개인 이 없을 경우 부정 고정 념이 강해졌다.
세 (generation) 간에 존재하는 고정 념에 한 연구도 흥미로운데, 헤일(Hale, 1997)
의 연구에 따르면 노인에 한 지식이 없고 개인 이 은 학생일수록 노인에 해
더 강하고 부정 인 고정 념을 가지고 있었다. 유사한 연구에서는 세 간 개인 을
정 경험으로 평가하는 사람일수록 세 간 부정 고정 념과 세 로서의 집단 정체성
도 약화되는 것으로 나타났다(Abrams, Eller, &Bryant, 2006). 한편 정신질환자에 한 부
정 고정 념은 증세에 한 지식이나 직 찰에 근거를 둔 것이 아니며, 정신질환자
와의 개인 이 많았던 사람일수록 정신질환이 덜 험하다고 생각한다는 연구결과도
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·411
있다(Phelan & Link, 2004).
한편 고정 념, 특히 부정 고정 념은 사회 단이나 태도의 형성에 부정 향을
미칠 수 있다. 히스패닉 남성에 한 백인의 고정 념이 이민 정책에 한 태도에 향을 미
친다는 연구(Aronson, et al., 1999, p.522)나 백인 학생들의 미국 흑인에 한 고정 념
이 흑인지원정책에 한 부정 태도에 향을 미친다는 연구(Tan, Fujioka & Tan, 2000)
는 고정 념의 활성화가 특정 집단에 한 지각뿐만 아니라 그 집단과 련된 정책이나 이슈
에 한 태도의 형성 과정에도 여하게 된다는 것이다.
3. 연구문제와 연구모형
이 연구의 목 은 미디어에 의한 결혼이주여성의 재 이 수용자들의 결혼이주여성에
한 부정 고정 념, 다문화지향성(문화교류 개방성과 항성)에 미치는 향과 개인
의 정도에 따른 차이를 검증하는 것이다. 먼 뉴스 미디어 효과로서 부정 고정 념은 결
혼이주여성에 한 뉴스 미디어의 보도에 향을 받을 것으로 상할 수 있다. 한 일종의
인지 구조인 고정 념은 결혼이주여성과 련된 사회 단과 태도에 향을 미칠 것이
다. 따라서 뉴스 미디어 노출과 기억, 고정 념, 다문화지향성을 연결하는 인과모형을 구성
하여 그 계를 검증해 볼 필요가 있다. 각 변인들 간의 계를 측하는 가설들과 도식화된
연구모형은 다음과 같다.
•가설 1 : 결혼이주여성에 한 뉴스에 많이 노출될수록 결혼이주여성에 한 뉴스를 더
많이 기억할 것이다.
가설 1-1 : 뉴스에 많이 노출될수록 정 뉴스를 더 많이 기억할 것이다.
가설 1-2 : 뉴스에 많이 노출될수록 부정 뉴스를 더 많이 기억할 것이다.
•가설 2 : 결혼이주여성에 한 뉴스의 기억은 결혼이주여성에 한 부정 고정 념에
향을 미칠 것이다.
가설 2-1 : 정 뉴스의 기억은 부정 고정 념을 약화시킬 것이다.
가설 2-2 : 부정 뉴스의 기억은 부정 고정 념을 강화시킬 것이다.
•가설 3 : 결혼이주여성에 한 뉴스의 기억은 다문화지향성에 향을 미칠 것이다.
가설 3-1 : 정 뉴스의 기억은 문화교류 개방성을 강화시킬 것이다.
가설 3-2 : 부정 뉴스의 기억은 문화교류 항성을 강화시킬 것이다.
•가설 4 : 결혼이주여성에 한 부정 고정 념은 다문화지향성에 향을 미칠 것이다.
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·412
가설 4-1 : 부정 고정 념은 문화교류 개방성을 약화시킬 것이다.
가설 4-2 : 부정 고정 념은 문화교류 항성을 강화시킬 것이다.
<그림 1> 기본 가설 모형
가설에 따르면 개인 은 부정 고정 념을 감소시킬 것이며, 부정 고정 념
과 련된 뉴스 미디어 노출과 기억, 다문화지향성 그 계에도 직간 향을 미칠 것
으로 상할 수 있다. 이를 살펴보기 해 다음과 같이 연구문제를 설정했다.
•연구문제1 : 결혼이주여성과의 개인 정도에 따라 결혼이주여성에 한 뉴스에
의 노출, 뉴스의 기억, 고정 념, 다문화지향성은 어떻게 달라지는가?
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·413
4. 연구방법
1) 자료의 수집
분석을 한 자료는 서베이 방법을 통해 수집되었다. 문조사기 에 의뢰해 수도권과 지
방 시ㆍ군 지역에 거주하는 성인남녀 지역/성/연령 별 임의할당 방식을 통해 조사 상
자 600명을 표집했다. 서베이는 문 조사원이 구조화된 설문지를 이용하여 직 면 조사
(face to face interview)하는 방식으로 진행 으며, 기간은 2009년 6월 4일에서 18일까지 2
주간이었다. 조사 상자의 사회인구학 정보는 <표 1>에 제시되어 있다.
<표 1> 조사대상자의 사회인구학적 특성
측정 변인 빈도 (%)
지역 수도권(시), 지역(시군) 각 300 (50.0)
성별 남, 여 각 300 (50.0)
연령 20대, 30대, 40대, 50대, 60대 각 120 (20.0)
학력
중학교 졸업 이하
고등학교 졸업 이하
대학교 재학
전문대학 졸업
4년제 대학 졸업
대학원 졸업 이상
92 (15.3)
277 (46.2)
67 (11.2)
72 (12.0)
82 (13.7)
10 (1.7)
연간 가계 소득
2000만 원 이하
2,001 ～ 3,000만 원
3,001 ～ 4,000만 원
4,001 ～ 5,000만 원
5,001만 원 이상
무응답
152 (25.3)
138 (23.0)
136 (22.7)
99 (16.5)
74 (12.3)
1 (0.2)
2) 주요 변인의 측정과 분석 방법
(1) 결혼이주여성과의 개인 정도
결혼이주여성과의 정도는 ‘ 없다’, ‘ 철이나 길거리 등에서 본 이 있다’, ‘직
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·414
만나 이야기해 본 이 있다’, ‘사회 계(직장, 학부모 모임 등)를 맺은 이 있다’의 항목
으로 측정했다. 측정 결과 결혼이주여성과의 개인 이 없거나 철이나 길거리
등에서 본 이 있다는 응답자, 즉 개인 이 없었던 응답자(비 집단)가 277명이었
고, 직 화를 해 봤거나 사회 계를 맺어본 이 있다는 응답자, 즉 개인 이 있
었던 응답자( 집단)는 323명이었다.
(2) 결혼이주여성에 한 뉴스 미디어 노출과 기억
결혼이주여성에 한 뉴스 미디어 노출 정도는 방송뉴스와 신문뉴스를 나 어 그 노출 횟
수를, ‘ 없다’, ‘1～2회’, ‘3～4회’, ‘5～7회’, ‘8회 이상’의 5 척도로 조사했다. 노출 정
도의 평균값, 표 편차, 편포도와 첨도는 <표 2>에 제시되어 있다. 결혼이주여성에 한
정 뉴스와 부정 뉴스의 기억을 측정하기 해서는 면 조사원이 조사 상자의 응답을 분류
하여 그 빈도를 표시하도록 했다. 복수응답을 허용했으며, 최종 으로 정 뉴스와 부정 뉴
스의 기억의 양은 하 항목 각각의 빈도를 합산하여 산정했다. 정 뉴스와 부정 뉴스의 구
체 인 분류 항목과 합산된 빈도의 기술통계치도 <표 2>에 제시되어 있다.
(3) 결혼이주여성에 한 고정 념
결혼이주여성에 한 고정 념은 황정미와 그 동료들(2007)이 개발한 결혼이주여성에
한 인식과 태도의 측정 항목 고정 념의 측정에 합하다고 단된 네 가지 문항을 추출
하여 문항에 한 동의 정도를 5 척도로 측정했다. 측정 문항과 문항별 기술통계치는 <표
2>와 같다.
(4) 다문화지향성: 문화교류 개방성과 항성
문화교류 개방성과 항성은 황정미와 그 동료들(2007)이 개발한 ‘다문화지향성’ 개념의
하 차원으로서, 이 연구에서는 그 측정 문항을 원용하여 문항에 한 동의 정도를 5 척
도로 측정했다. 문화교류 개방성과 항성은 동일한 변인을 구성하는 것으로 생각할 수도
있으나, 척도를 개발한 연구에서 독립 인 변인으로 상정했고 요인분석 결과도 그러한 이론
가정을 지지했다. 이 연구에서도 분석 결과 두 요인으로 추출 다. 측정 문항과 기술통계
치는 <표 2>에 제시되어 있다.
(5) 분석 방법
<그림 1>에 제시된 연구 모형을 구조방정식모형을 통해 검증했다. 구체 으로 개인
에 따른 주요 변인의 차이는 잠재평균분석을 통해 검증했고, 동일성 제약을 가한 연구모
형의 비교를 통해 정도에 따른 변인들 간 계의 차이를 검증했다.
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·415
<표 2> 주요 변인의 측정 항목 및 기술 통계치
측정 변인 측정 항목 평균표준
편차편포도 첨도
방송 뉴스 노출 2.37 1.05 .77 .23
신문 뉴스 노출 2.03 1.06 1.05 .65
방송 긍정뉴스
기억 이주민의 화목한 가정생활
한국사회에 대한 이주민의 문화적 적응 및 동화
이주민의 문화적, 사회적 기여(봉사활동 등)
.82 .79 .51 -.74
신문 긍정뉴스
기억 .56 .72 1.08 .44
방송 부정뉴스
기억이주민에 대한 남편이나 시댁 가족의 학대
이주민 및 그 가족에 대한 사회적 차별
이주민의 부적응이나 그로 인한 가정 붕괴
.70 .76 .62 -.76
신문 부정뉴스
기억 .51 .68 1.03 .08
이주여성에 대한
부정적 고정관념
결혼이주여성은 학력수준이 낮다
결혼이주여성은 이혼하기 쉽다
결혼이주여성은 한국문화에 적응하기 어렵다
결혼이주여성은 사회적 도움을 필요로 한다
3.37
3.29
3.50
3.67
.88
.89
.93
.91
-.51
-.22
-.44
-.49
-.51
-.58
-.27
-.29
문화교류 개방성
다양한 인종, 문화가 공존하는 것이 더 좋다
이주민이 늘면 우리 문화는 풍부해진다
저발전 아시아국가와의 교류도 활발히
해야 한다
3.46
3.17
3.45
.82
.86
.77
-.55
-.09
-.54
-.44
-.75
-.25
문화교류 저항성
타문화권 사람들을 받아들이는 데는
한계가 있다
외국문화는 한국문화에 악영향을 미친다
문화교류는 경제적 이익이 있을 때
추진해야 한다
3.07
2.66
2.90
.74
.77
.84
.05
.53
.14
-.78
-.53
-1.11
1) 각 변인의 기술통계치는 구조방정식 모형의 정상분포요건(편포도<2, 첨도<7)을 충족시키고 있음을 보
여 다.
5. 연구결과
1) 결혼이주여성에 한 뉴스에 노출된 정도가 뉴스의 기억, 고정 념, 다문화지향성
에 미치는 향: 기본 가설 모형의 검증
기본 가설 모형에 포함된 주요 변인의 상 계 분석 결과는 <표 3>에 제시되어 있다. 표
의 각선 상단은 도가 높은 집단의 변인 간 상 계수를, 각선 하단은 도가 낮은
韓國
言論
學報
, 55권
2호
(2011년
4월
)·416
<표 3> 주요 측정 항목 간의 상관관계
방송
뉴스
노출
신문
뉴스
노출
방송
긍정
뉴스
기억
신문
긍정
뉴스
기억
방송
부정
뉴스
기억
신문
부정
뉴스
기억
이주
여성 고정
관념1
이주
여성 고정
관념2
이주
여성 고정
관념3
이주
여성 고정
관념4
문화
교류
개방성1
문화
교류
개방성2
문화
교류
개방성3
문화
교류
저항성1
문화
교류
저항성2
문화
교류
저항성3
방송뉴스 노출 .663*** .372*** .283*** .312*** .286*** .112* .107 .100 .083 .081 .099 .039 -.130* -.047 -.017
신문뉴스 노출 .701*** .279*** .377*** .209*** .434*** .131* .137* .097 .193*** .150** .155** .107 -.226*** -.125* -.104
방송 긍정뉴스기억 .488*** .330*** .549*** .147** .113* -.318*** -.403*** -.293*** -.275*** .268*** .208*** .220*** -.137* -.153** -.111*
신문 긍정뉴스 기억 .366*** .429*** .678*** .137* .173** -.243*** -.333*** -.284*** -.316*** .186** .185** .175** -.125* -.132* -.102
방송 부정뉴스 기억 .312*** .320*** -.187** -.158** .464*** .124* .125* .169** .152** .044 -.038 -.036 .021 .046 .067
신문 부정뉴스 기억 .321*** .428** -.139* -.095 .781*** .122* .172** .168** .124* .061 -.023 -.032 .078 .011 .013
이주여성 고정관념1 .111 .085 -.445*** -.475*** .519*** .465*** .497*** .490*** .487*** -.295*** -.240*** -.277*** .198*** .242*** .227***
이주여성 고정관념2 .079 .049 -.451*** -.474*** .524*** .467*** .688*** .496*** .453*** -.309*** -.243*** -.284*** .161** .232*** .159**
이주여성 고정관념3 .079 .003 -.474*** -.472*** .533*** .494*** .673*** .665*** .641*** -.383*** -.293*** -.361*** .214*** .259*** .248***
이주여성 고정관념4 .117 .072 -.451*** -.483*** .482*** .433*** .618*** .645*** .736*** -.356*** -.384*** -.354*** .176** .234*** .183**
문화교류 개방성1 -.038 -.051 .165** .236*** -.277*** -.280*** -.356*** -.360*** -.430*** -.418*** .545*** .526*** -.207*** -.205*** -.246***
문화교류 개방성2 .023 .042 .183** .236*** -.236*** -.278*** -.361*** -.328*** -.433*** -.431*** .661*** .442*** -.213*** -.206*** -.229***
문화교류 개방성3 -.056 .003 .160** .167** -.317*** -.347*** -.371*** -.399*** -.423*** -.442*** .571*** .558*** -.256*** -.239*** -.263***
문화교류 저항성1 .017 -.015 -.101 -.174** .224*** .176** .156** .272*** .306*** .248*** -.257*** -.276*** -.217*** .572*** .616***
문화교류 저항성2 .045 .072 -.111 -.186** .279*** .244*** .296*** .298*** .363*** .318*** -.295*** -.276*** -.250*** .461*** .632***
문화교류 저항성3 -.040 -.006 -.135* -.204** .196** .254*** .196** .282*** .301*** .253*** -.199** -.273*** -.209*** .401*** .392***
1) 입력된 값은 피어슨의 상 계수(r)
2) 각선 는 도가 높은 집단, 각선 아래는 도가 낮은 집단의 상 계수
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·417
<표 4> 기본 가설 모형의 모수 추정치
가설 모수 경로계수
<가설1-1> 뉴스 노출 → 긍정뉴스 기억 .405(.552)***
<가설1-2> 뉴스 노출 → 부정뉴스 기억 .283(.409)***
<가설2-1> 긍정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 -.655(-.537)***
<가설2-2> 부정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 .750(.633)***
<가설3-1> 긍정뉴스 기억 → 문화교류 개방성 -.033(-.031)
<가설3-2> 부정뉴스 기억 → 문화교류 저항성 .002(.002)
<가설4-1> 부정적 고정관념 → 문화교류 개방성 -.583(-.631)***
<가설4-2> 부정적 고정관념 → 문화교류 저항성 .382(.450)***
1) 입력된 값은 비표 화 경로계수, 호 안은 표 화 경로계수
2) ***, **, *는 각각 p<.001, p<.01, p<.05.
집단의 변인 상 계수를 보여주고 있다. 체 으로 기본 가설 모형에서 설정한 변인들은
높은 정 혹은 부 상 계를 나타내고 있음을 알 수 있다. 흥미로운 은 부정뉴스에
한 기억과 문화교류 개방성, 항성의 상 계인데, 도가 높은 집단에서는 그 상
계가 통계 으로 유의미하지 않았지만, 도가 낮은 집단에서는 통계 으로 유의미한 것
으로 분석 다는 것이다. 도가 높을 경우 부정뉴스의 기억이 문화교류 개방성과 항성
에 별다른 향을 미치지 않을 수도 있다는 의미로 해석할 수 있다.
본격 으로 이 연구의 기본 가설을 검증하기 해 구조방정식모형을 통해 기본 가설 모형
을 검증했다. 분석 결과는 이주 여성을 다룬 뉴스에 한 노출이 뉴스의 기억과 고정 념, 문
화교류 개방성과 항성에 미치는 향을 측한 이 연구의 기본 가설 모형을 체로 지지하
는 것으로 나타났다. 먼 체 인 모형의 합도는 만족할 만한 수 이었다(χ2=[df=192,
N=600]=559.29, TLI=.943, CFI=.954, RMSEA=.040).1) 기본 가설 모형을 통해 측한 주
요 변인들의 계를 검증한 결과는 <표 4>에 제시되어 있다.
먼 신문뉴스와 방송 뉴스에 한 노출이 잦을수록 결혼이주여성에 한 뉴스도 더 많이
기억하는 것으로 분석 다. 뉴스 노출이 정 뉴스와 부정 뉴스의 기억에 미치는 향
을 나타내는 표 화 경로계수는 각각 .552(p<.001)와 .409(p<.001)인 것으로 나타났다. 따
라서 <가설 1-1>과 <가설 1-2>는 지지되었다. 다음으로, 뉴스에 한 기억은 결혼이주여성
에 한 부정 고정 념에 향을 미쳤는데, 정 뉴스에 한 기억이 많을수록 부정
고정 념은 약해지는 반면(표 화 경로계수=-.54, p<.001), 부정 뉴스 기억에 한 기억
1) TLI와 CFI, RMSEA는 구조방정식모형의 분석에서 모형의 합도를 나타내는 지수들이다. TLI와 CFI는
0에서부터 1까지의 값을 가지며, 통상 그 값이 .90 이상이면 모형의 합도가 좋다고 본다. RMSEA는
.05 이하이면 합도가 좋은 것으로, .05에서 .08 사이이면 받아들일만한 것으로, 그리고 .10 이상이면
합하지 않은 것으로 간주한다.
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·418
이 많을수록 부정 고정 념은 강해진다는 것을 알 수 있다(표 화 경로계수=.63, p<.001).
따라서 <가설 2-1>과 <가설 2-2>도 지지되었다. 정 뉴스와 부정 뉴스의 기억이 각각
문화교류 개방성과 항성에 향을 미칠 것으로 측한 <가설 3-1>과 <가설 3-2>는 모두
기각되었다. 반면 부정 고정 념이 문화교류 개방성과 항성에 미치는 향은 통계 으
로 유의미한 것으로 분석 다. 부정 고정 념이 강할수록 문화교류 개방성은 약해졌으나
(표 화 경로계수=-.63, p<.001) 문화교류 항성은 강화 다(표 화 경로계수=.45,
p<.001). 따라서 <가설 4-1>과 <가설 4-2>는 지지되었다. 이상의 분석 결과를 도식화한 기
본 가설 모형의 검증 결과는 <그림 2>에 도식화되어 있다.
기본 가설 모형에서 측한 바 로, 신문이나 방송에서 이주여성에 한 뉴스를 읽거나 시
청한 빈도에 따라 이주여성에 한 정 , 부정 뉴스를 더 많이 기억하며, 뉴스의 기억은
이주여성에 한 부정 고정 념의 형성에도 유의미한 향을 미치는 것으로 나타났다.
한 뉴스에 한 노출과 기억에 의해 형성된 부정 고정 념은 문화교류에 한 개방 태도
와 항 태도에 향을 미쳤다. 반면 정 뉴스와 부정 뉴스의 기억은 부정 고정
념에 의해 매개되어, 문화교류에 한 태도에 간 인 향만을 미친다는 것도 알 수 있다.
<그림 2> 기본 가설 모형의 검증 결과
1) 모형에 제시된 경로계수는 집단의 표 화 경로계수
2) 실선은 통계 으로 유의미한 경로( 선은 유의미하지 않은 경로)
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·419
2) 결혼이주여성과의 개인 정도에 따른 차이: <연구문제 1>에 한 분석 결과
이 연구는 결혼이주여성에 한 뉴스 노출이 뉴스의 기억과 고정 념의 형성, 그리고 다
문화지향성(문화교류 개방성, 항성)에 미치는 향뿐만 아니라 결혼이주여성과의 개인
정도에 따라 기본 연구 모형을 구성하는 주요 변인들과 그 계가 어떻게 달라지는가를
탐색하고자 했다. 먼 이주여성과의 도에 따라 뉴스 노출, 뉴스 기억, 부정 고정
념, 다문화지향성의 정도가 다른가를 알아보기 해 각 변인들을 상으로 잠재평균분석을
실시했다. 잠재평균분석은 특정 변인에 한 집단 간 비교에서 t-test나 변량분석에 비해 측
정오차를 감안할 수 있다는 장 이 있다. 잠재평균분석을 실시하기 해서는 모형의 형태
동일성, 측정 동일성, 편 동일성이 제되어야만 한다. 먼 모형의 형태 동일성을 검증
하기 해 집단과 비 집단에서 측정 모형을 비교하 다. 분석 결과, 아무런 제약을
가하지 않은 기 모형의 합도는 두 집단 모두 만족할 만한 수 으로 나타났다(비 집
단: χ2[df=89, N=277]=132.45, TLI=.951 CFI=.960, RMSEA=.055, 집단: χ2[df=89,
N=323]=171.52, TLI=.963 CFI=.979, RMSEA=.045). 다음으로 측정 동일성을 검증하기
해 모형에 포함된 잠재변인들의 요인 재치가 동일하다는 제약을 가한 모형(측정 동일성 모
형)과 기 모형의 χ2값과 자유도를 비교하 다. <표 4>에 제시된 것처럼, 아무런 제약을
가하지 않은 기 모형의 합도와 측정 동일성 모형의 합도는 모두 만족스러운 수 이었
으며, 그 차이도 통계 으로 유의미하지 않았다(Δχ2=16.40, ΔTLI=.000, ΔRMSEA=.000,
p>.05). 따라서 측정 동일성은 성립하 으며, 이는 곧 비 집단과 집단에서 잠재변
인들의 측정 항목들이 동일한 방식으로 측정되었음을 의미한다.
<표 4> 동일성 검증에 따른 적합도
검증 모형 χ2 df TLI CFI RMSEA
기저 모형 303.973 178 .958 .969 .034
측정 동일성 모형 320.370 188 .958 .967 .034
절편 동일성 모형 432.030 204 .933 .943 .043
요인 분산 동일성 모형 504.018 210 .916 .927 .048
마지막으로 편 동일성을 검증하기 해 측정 동일성 모형과 측정 변인의 편까지 동일성
제약을 가한 모형( 편 동일성 모형)을 비교했다. 편 동일성 모형의 합도도 만족할만한 수
이었으나, 두 모형의 차이(Δχ2[df=10, N=600]=111.66)도 통계 으로 유의미했기 때문에
(p<.001) χ2값의 차이만을 놓고 볼 때 편 동일성은 기각되었다. 하지만 모형의 간명성을 고
려하는 지수인 TLI와 RMSEA가 측정 동일성 모형에 비해 크게 나빠지지 않으면 동일성 제약
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·420
은 기각되지 않았다고 볼 수 있다(김주환ㆍ김은주ㆍ홍세희, 2006). 즉 TLI와 RMSEA의 차이
가 미미하기 때문에(ΔTLI=-.025, ΔRMSEA=.009) 편 동일성도 성립했다고 할 수 있는데,
이는 비 집단과 집단 모두에서 측정 도구와 편이 동일한 방식으로 작동하고 있다는
것을 의미한다. 형태, 측정, 편 동일성이 확보되었으므로 비 집단과 집단에서 측정
된 평균의 차이는 두 집단의 잠재변인의 평균 차이를 반 한다고 볼 수 있다.
<표 5>에는 연구모형에 포함된 잠재변인들의 찰된 평균과 잠재평균의 차이를 분석한
결과가 제시되어 있다. 먼 비 집단과 집단의 찰된 평균, 즉 측정 항목들의 값이
합산평정된 평균을 비교한 결과 모든 변인들에서 통계 으로 유의미한 차이가 발견 다. 측
정된 평균의 차이는 잠재평균의 차이에서도 그 로 반 되어 나타났다. 잠재평균분석에서
요인의 평균은 직 추정하기 불가능하기 때문에 거집단(reference group)으로 설정된 집
단의 잠재평균은 0으로, 비교 집단의 잠재평균은 상 인 차이만을 표시하게 된다. 이 연
구에서는 비 집단의 잠재평균을 0으로 설정했으며 상 으로 추정된 집단의 잠재
평균은 모두 통계 으로 유의미했다. 구체 으로 살펴보면, 뉴스 노출의 경우 집단이
비 집단에 비해 결혼이주여성에 한 신문뉴스나 텔 비 뉴스를 더 많이 읽거나 시청
한 것으로 나타났다. 뉴스의 기억은 두 집단에서 상반된 경향을 보 는데, 집단은 비
집단에 비해 정 인 뉴스를 더 많이 기억하고 있고 비 집단은 집단에 비해 부정
인 뉴스를 더 많이 기억하고 있었다. 결혼이주여성에 한 부정 고정 념의 경우 비
집단은 집단에 비해 부정 고정 념이 더 강한 것으로 분석 다. 문화교류에 한
개방성과 항성에서는, 비 집단은 덜 개방 이고 더 항 인 반면 집단은 더 개방
이고 덜 항 이었다.
효과크기(Cohen’s d)는 잠재평균의 차이의 효과크기를 의미한다. 효과크기는 동일성 제
약을 가한 두 집단의 잠재변인들의 공분산을 잠재평균의 차이로 나 값인데, 이 때 두 집단
<표 5> 비접촉-접촉 집단 간 잠재 평균 차이
잠재변인비접촉집단(N=277) 접촉집단(N=323) 효과크기
(d)잠재평균 평균 잠재평균 평균
뉴스 노출 0 2.072 .230** 2.310b .336
긍정뉴스 기억 0 .596 .185** .772b .472
부정뉴스 기억 0 .749a -.251*** .488 .797
부정적 고정관념 0 3.677 .495*** 3.197a .954
문화교류 개방성 0 3.277 .194** 3.437b .454
문화교류 저항성 0 2.942c -.142** 2.815 .377
1) 입력된 평균은 측정 항목들의 값이 합산평정된 값. 변량분석 결과의 유의도를 큰 평균값에 표기.
2) 잠재평균과 평균값에 표기된 a, b, c와 ***, **, *는 p<.001, p<.01, p<.05.
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·421
에서 산출된 잠재변인의 분산이 동일한 경우에 공통의 표 편차를 용할 수 있기 때문에 요
인 분산 동일성을 검증해야 한다. 검증 결과는 앞선 <표 3>에 제시되어 있는데, 요인 분산 동
일성 모형의 합도를 편 동일성 모형과 비교한 결과 거의 변화가 없었으므로(Δχ2[df=4,
N=600]=71.99, p<.001, ΔTLI=-.017, ΔRMSEA=.005) 요인 분산 동일성이 확보되었다고 할
수 있다. 따라서 효과크기의 값은 공통의 표 편차를 사용하여 계산했다. 코헨이 제시한 기
에 따르면 .20 이하는 작은 것으로, .50 이하는 간 수 으로, .80 이상은 큰 것으로 해
석할 수 있다. <표 4>의 오른쪽 끝 열에 제시되어 분석 결과를 보면, 부정 뉴스 기억과 결혼
이주여성에 한 고정 념에서 두 집단 간 잠재평균의 차이가 크고 나머지 변인들에서는 효
과크기가 간 정도인 것을 알 수 있다.
앞선 잠재평균분석에서 주요 변인의 측정 동일성이 비 집단과 집단에서 검증되었
으므로, 다음으로 결혼이주여성과의 개인 의 정도에 따라 결혼이주여성에 한 뉴스
노출, 뉴스 기억, 고정 념, 문화교류 개방성ㆍ 항성의 계가 달라지는지를 보기 해 비
집단과 집단에서 각 변인 간 경로계수의 차이를 검증했다. 두 집단의 경로계수는
<표 6>에 제시되어 있다.
<표 6> 비접촉집단, 접촉집단의 모수 추정치(요인 적재치에 동일성 제약을 가한 모형)
모수 비접촉집단 접촉집단
뉴스 노출 → 긍정뉴스 기억 .445(.541)*** .351(.539)***
뉴스 노출 → 부정뉴스 기억 .378(.418) .258(.566)***
긍정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 -.551(.537)*** -.509(.534)***
부정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 .570(-.609)*** .279(-.205)*
긍정뉴스 기억 → 문화교류 개방성 .263(.247) .045(.045)
부정뉴스 기억 → 문화교류 저항성 .005(.006) -.087(-.058)
부정적 고정관념 → 문화교류 개방성 -.554(-.533)** -.535(-.505)***
부정적 고정관념 → 문화교류 저항성 .340(.392)* .290(.260)*
1) 입력된 값은 비표 화 경로계수, 호 안은 표 화 경로계수
2) ***, **, *는 각각 p<.001, p<.01, p<.05.
먼 각 잠재변인에 한 모든 요인의 재치를 동일하게 고정한 경로모형의 합도를 검
증했는데, 분석 결과는 만족할만한 수 이었다(χ2=541.45, TLI=.910, CFI=.926, Δ
RMSEA=.049). 비 집단과 집단 모두에서 연구모형에서 가정했던 변인들의 계는
체로 그 경로계수가 통계 으로 유의미한 것으로 분석 다. 다음으로 모형 내에 존재하는
4개의 경로계수에 각각 동일성 제약을 가한 모형을 기 모형과 비교하 다. <표 7>에 제시
된 분석결과를 보면, 모든 경로계수까지 동일성 제약을 가해도 모형의 합도는 거의 변하
지 않았다는 것을 알 수 있다(Δχ2[df=8, N=600]= 24.584 ΔTLI=.003 ΔRMSEA=-.001).
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·422
<표 7> 기저모형과 경로계수에 동일성 제약을 가한 모형들 간의 비교
동일성 제약을 가한 경로 자유도 변화량 Χ2 변화량 TLI변화량
뉴스 노출 → 긍정뉴스 기억 1 1.739 .000
뉴스 노출 → 부정뉴스 기억 1 2.939 .000
긍정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 1 .132 -.001
부정뉴스 기억 → 이주여성 고정관념 1 3.936* .000
긍정뉴스 기억 → 문화교류 개방성 1 2.924 .000
부정뉴스 기억 → 문화교류 폐쇄성 1 .252 -.001
이주여성 고정관념 → 문화교류 개방성 1 .007 -.001
이주여성 고정관념 → 문화교류 폐쇄성 1 .049 -.001
모든 경로에 동일성 제약 8 24.584 -.003
그러나 부정뉴스 기억이 이주여성에 한 부정 고정 념에 향을 미치는 경로에 한 동
일성 제약에서 통계 으로 유의미한 차이를 발견했다(Δχ2[df=1, N=600)=3.936, p<.05).
부정뉴스 기억이 부정 고정 념에 이르는 표 화 경로계수는 비 집단에서는 .61이었
고 집단에서는 .21이었는데, 그 차이가 통계 으로 유의미하다는 것이다. 따라서 부정
뉴스 기억이 부정 고정 념에 미치는 향은 집단에 비해 비 집단에서 더 강하게
나타난다는 것을 알 수 있다. 동시에 기본 연구 모형에서 부정뉴스 기억이 부정 고정 념
<그림 3> 요인 적재치와 경로계수에 동일성 제약을 가한 모형
1) 모형에 제시된 경로계수는 집단의 표 화 경로계수( 호 안은 비 집단의 경로계수)
2)실선은 통계 으로 유의미한 경로( 선은 유의미하지 않은 경로)
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·423
에 향을 미치는 경로를 제외한 다른 모든 경로의 계수는 비 집단과 집단에서 통계
으로 유의미한 차이가 없음을 알 수 있다.
<그림 3>은 이상에 제시된 분석 결과를 도식화한 것이다. 요인 재치와 경로계수에 동일
성 제약을 가한 모형에 집단과 비 집단의 표 화 경로계수가 병기되어 있다.
6. 논의 결론
이 연구는 미디어에 의한 결혼이주여성의 재 이 수용자들의 결혼이주여성에 한 고정
념, 다문화지향성에 미치는 향을 살펴보고자 했다. 이를 해 이주여성에 한 뉴스 노
출과 뉴스의 기억에서, 부정 고정 념, 다문화지향성에 이르는 경로모형을 구성하 고
구조방정식모형을 통해 모형의 합도와 각 변인 간 경로계수를 살펴보았다(<가설> 1, 2, 3,
4). 한 결혼이주여성에 한 개인 여부에 따라 뉴스 노출과 기억, 부정 고정
념, 다문화지향성의 정도가 달라지는가를 살펴보기 해 각 변인의 잠재평균을 비교 분석했
으며, 가설 모형이 달라지는가를 알아보기 해 요인 재치와 경로계수에 동일성 제약을
가하여 두 모형의 경로계수의 차이를 검증했다(<연구문제1>).
분석 결과, 뉴스 노출과 기억, 고정 념, 사회 단과 태도의 계에 한 기본 가설 모
형은 지지되었다. 결혼이주여성에 한 뉴스 노출이 많을 경우 그들에 한 정뉴스와 부
정뉴스를 더 많이 기억했으며, 뉴스 기억은 결혼이주여성에 한 부정 고정 념에 향을
미쳤다. 한 결혼이주여성에 한 부정 고정 념의 정도에 따라 다문화지향성(문화교류
개방성과 항성)도 달라지는 것으로 분석 다. 이러한 결과는 뉴스 노출과 기억이 인지와
단, 태도 형성 등에 미치는 향을 설명하는 일반 모형이 뉴스 미디어의 보도와 결혼이주
여성에 한 고정 념, 다문화지향성의 계에도 큰 차이 없이 작동하고 있음을 보여 다.
다음으로, 분석 결과는 주요 변인에 해서 개인 에 따른 차이도 분명하게 보여
다. 결혼이주여성과 개인 이 있는 경우 결혼이주여성에 한 뉴스에 더 많이 노출되
고 정뉴스를 더 많이 기억하며, 부정 고정 념도 약했고 문화교류에 해서도 개방 이
었다. 반면 개인 이 없는 경우 부정뉴스를 더 많이 기억하고 부정 고정 념도 강했
으며 문화교류에 해서도 항 이었다. 이러한 연구 결과는 미디어 효과 연구의 맥락에
서 보자면 선유경향에 따른 선별 노출과 선별 기억, 그에 따른 인지와 태도 형성에서의
차이가 이 연구에서도 찰된 것으로 해석할 수 있다. 하지만 가설이 기 인 수 에
서 검증 다고 보는 것도 합한 해석일 수 있다. 이 연구의 문제의식을 고려할 때 결혼이주
여성에 한 개인 이 그들에 한 부정 고정 념을 감소하고 문화교류에 한 태도
를 보다 개방 으로 만들었다는 해석을 추가하는 것이 연구결과의 의미를 보다 풍부하게 할
수 있다는 것이다.
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·424
가장 흥미로운 은 기본 가설 모형에서 결혼이주여성에 한 개인 여부에 따라
부정뉴스의 기억이 부정 고정 념에 미치는 향력의 크기에서 차이가 발견 다는 것이
다. 개인 이 있는 경우 부정뉴스의 기억이 부정 고정 념에 미치는 효과의 크기가
개인 이 없는 경우에 비해 작았다. 이러한 결과는 결혼이주여성과의 개인 을
통해 형성된 지식이나 평가, 태도가 뉴스 미디어의 부정 보도가 부정 고정 념에 미치
는 향을 완화(혹은 조 , moderating)시키고 있는 것으로 해석할 수 있다. 혹은 결혼이주
여성과의 개인 이 없는 경우, 뉴스 미디어의 부정 보도의 효과가 증폭된다는 것으
로도 해석할 수 있다.
이상의 연구결과는 다민족ㆍ다문화사회에서 미디어의 역할이라는 맥락에서도 그 함의를
논의할 수 있다. 실에서 다민족ㆍ다문화사회로의 변화는 속히 진행되고 있지만, 이주
민에 한 인식과 태도의 변화는 지체를 겪고 있다. 를 들어 설동훈(2006)의 연구에서는
다문화 가정에서 출생한 자녀를 ‘한국인’ 는 ‘한민족’으로 보는 태도에서 결혼이민자 부모
와 일반 국민들 사이에 상당한 괴리가 있는 것으로 나타났다. 한국인들이 통에 근거한 민
족 국민 개념을 여 히 강하게 견지하고 있음을 보여주며, 이로 인해 국인들이 결혼이민
자의 자녀들을 국민 는 민족의 범 안으로 포용하지 못하고 ‘타자화’시키고 있다는 해석
이 가능하다. 나아가 다민족ㆍ다문화사회에 한 기본 과 응 방식에서도 혼란은 커지
고 있다. 특히 단일민족국가라는 신화와 그에 한 자의식이 도 받으면서 다민족ㆍ다문화
사회에 한 담론이 분 되고 이념 립 한 차 고조되고 있다(엄한진, 2008). 미디어
규범 한 이러한 혼란에서 자유로울 수는 없을 것이다.
하지만 다민족ㆍ다문화사회에 한 사회학, 문화인류학, 여성학에서의 연구들이 미디어
의 문제 을 반복 으로 지 해 왔고, 실제로 미디어가 이주민의 문화 주체성을 존 하고
그들을 다문화ㆍ다민족 공존의 상으로 보기보다는 우리사회 안에서 타자화, 동질화,
정형화하고 있다는 분석이 지배 이기도 하다(김경희, 2009; 김수정, 2007; 문희경, 2006;
양정혜, 2007; 오경석, 2007; 이경숙, 2006; 이동후, 2006). 비록 이 연구의 목 이 다민족ㆍ
다문화사회에서의 미디어 규범이나 정책을 이론 , 실천 차원에서 논의하는 것은 아니었
지만, 미디어 효과의 측면에서 근한 이 연구의 결과는 선행 연구들의 비 과 우려에 한
나름의 근거를 제시하고 있다. 특히 개인 이 부정뉴스 기억이 부정 고정 념에 미
치는 향의 크기를 감소시킨다는 연구 결과는, 최소한 뉴스 역에서는 미디어가 결혼이주
여성을 실제 실보다 부정 으로 재 하고 있음을 보여주고 있다. 개인 이 뉴스 미
디어의 보도에 공명(resonance)하지 않고 오히려 그 향력을 조 하는 상은 뉴스 미디어
의 결혼이주여성 재 (혹은 실 구성)이 편향되어 있다는 을 반증한다는 것이다.
이 연구는 미디어의 이주민 재 에 한 기존 연구의 문제의식을 효과 연구에 목시켜,
미디어의 이주민 재 이 수용자들의 인지나 태도, 행동에 어떤 향을 미치는가를 실증 으
로 검증했다. 하지만 결혼이주여성과 련한 미디어 효과 연구가 무한 조건에서 이 연구
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·425
의 한계 한 명확하다. 첫째, 기존 연구의 문제의식을 효과 연구에서 풀어내는 데에서 발생
하는 이론 , 개념 손실이다. 고정 념이 비록 권력 계를 제로 하는 사회심리학 개
념이기는 하지만 미디어의 이주민 재 에 한 문화연구의 문제의식을 담아내기에는 그 폭
과 깊이에 한계가 있을 수밖에 없다. 다음으로 측정 도구의 문제를 들 수 있다. 를 들어 결
혼이주여성에 한 뉴스 보도는 많지 않기 때문에, 보편 으로 활용되는 주당 노출 빈도가
아니라 주기를 명시하지 않은 노출 진도로 측정했다. 결혼이주여성에 한 뉴스의 다차원
속성을 고려할 때, 뉴스를 정과 부정의 차원에서만 분류하여 그 기억을 측정한 것도 문제
다. 한 결혼이주여성과의 개인 도 다양할 수 있음에도 불구하고 단순화시킨 면에
없지 않다. 무엇보다 결혼이주여성에 한 고정 념, 문화교류 개방성과 항성이라는 변
인이 각종 정책연구에서 시험 으로 구성된 것이기 때문에 그 이론 기 도 불명확하고,
신뢰도와 타당도도 높다고 할 수 없는 실정이다. 이러한 한계들은 다민족ㆍ다문화사회와
련한 미디어 효과 연구가 활성화되는 과정에서 후속 연구들에 의해 보다 정교한 개념과 측정
도구, 연구모형이 개발되면서 자연스럽게 극복될 수 있을 것으로 기 한다.
￭참고문헌
김경희 (2009). 텔 비 뉴스 내러티 에 나타난 재한 이주민의 특성.『한국방송학보』, 제23권
3호, 7～46.
김수정 (2007). ‘우리’ 안의 ‘그들’: 여성 결혼이민자에 한 언론의 보도담론. 여성커뮤니 이션
학회 2007 추계정기학술 회 발표논문.
김이선 (2006).『여성 결혼이민자의 문화 갈등 경험과 소통증진을 한 정책 과제』. 여성개발
연구원.
김주환ㆍ김은주ㆍ홍세희 (2006). 한국 남녀 학생 집단에서 자기결정성이 학업성취도에 주는
향.『교육심리연구』, 20권 1호, 243～264.
김 미 (2006). 국제결혼이 지구 젠더 정치학: 한국 남성과 베트남 여성의 사례를 심으
로.『경제와 사회』, 70호, 10～37.
설동훈 (2006) 국민 민족 인종: 결혼이민자 자녀의 정체성.『동북아 다문화시 한국사회의 변화
와 통합』, 동북아시 원회 용역과제.
양정혜 (2007). 소수 민족 이주여성의 재 : 국제결혼 이주여성에 한 뉴스보도 분석.『미디어,
젠더 & 문화』, 7호, 47～164.
엄한진 (2006). 지구 맥락에서 본 한국의 다문화주의 이민논의.『동북아 다문화시 한국사
회의 변화와 통합』, 동북아시 원회 용역과제.
엄한진 (2008). 한국 이민담론의 분 성.『아세아연구』, 51권 2호, 112～140.
오경석 (2007). 어떤 다문화주의인가?: 다문화사회 논의에 한 비 조망. 오경석 외(편).
韓國言論學報, 55권 2호 (2011년 4월)·426
『한국에서의 다문화주의－ 실과 쟁 』, 2～15. 서울: 한울아카데미.
이경숙 (2006). 혼종 리얼리티 로그램에 포섭된 ‘이산인’의 정체성: <러 인 아시아>의 텍스
트 분석.『한국방송학보』, 20권 3호, 239～276.
이동후 (2006). 텔 비 이 재 하는 아시아.『방송문화연구』, 18권 1호, 9～35.
장태한 (2001). 한국 학생의 인종ㆍ민족 선호도에 하여.『당 비평』, 14호, 99～113.
황정미ㆍ김이선ㆍ이명진ㆍ최 ㆍ이동주 (2007).『한국사회의 다민족ㆍ다문화 지향성에 한 조
사연구』, 한국여성정책연구원.
Aboud, F. (1988). Children and prejudice. Cambridge: Basil Blackwell.
Abrams, D., Eller, A., & Bryant, J. (2006). An age apart: The effects of intergenerational
contact and stereotype threat on performance and intergroup bias. Psychology and Ageing,
21(4). 691～702.
Allport, G. W. (1954). The Nature of Prejudice. Cambridge, MA: Addison-Wesley.
Aronson, E., Wilson, T. D., & Akert, R. M. (1999). Social Psychology. New York: Addison-Wesley.
Bar-Tal, D. (1997). Formation and change of ethnic and national stereotypes: An integrative
model. International Journal of Intercultural Relations, 21(4), 491～523.
Eagly, A. H. (1987). Sex differences in social behavior: A social-role interpretation. Hillsdale, NJ:
Erlbaum.
Eagly, A. H., & Steffen, V. J. (1984). Gender stereotypes stem from the distribution of men
and women into social roles. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 735～754.
Eagly, A. H., & Wood, W. (1991). Explaining sex differences in social behavior: A
meta-analytic perspective. Personality and Social Psychology Bulletin, 17, 306～315.
Ellison, C. G., & Powers, D.A. (1994). The contact hypothesis and racial attitudes among
Black Americans. Social Science Quarterly, 75(2), 385～400.
Ford, T. E. (1997). Effects of stereotypical television portrayals of African-Americans on
person perception. Social Psychology Quarterly, 60(3), 266～275.
Gorham, B. W. (1999). Stereotypes in the media: So what. The Howard Journal of
Communication, 10, 229～247.
Hale, N. M. (1997 ). Effects of age and interpersonal contact on stereotyping of the elderly.
Current Psychology, 17(1), 28～38.
Lester, P. M. (Ed.). (1996). Images that injure: Pictorial stereotypes in the media. London: Praeger.
Lippman, W. (1922). Public Opinion. New York: Harcourt Brace.
Mastro, D. E. (June, 2003). A social identity approach to understanding the impact of
television messages. Communication Monographs, 70(2), 98～113.
Mastro, D. E. & Tropp, L. R. (2004). The effects of interracial contact, attitudes, and
stereotypical portrayals on evaluations of black television sitcom characters. Communication
Research Reports, 21(2), 119～129.
McCarty, C., Yzerbyt, V. Y., & Spears, R. (2002). Stereotypes as explanations: The formation
of meaningful beliefs about social groups. Cambridge: Cambridge University Press.
McGhee A., & Frueh, C. (1980). Television viewing and the learning of sex-role stereotypes.
Sex Roles, 6(2), 179～188.
Oakes, P. J., Haslam, A. S., & Turner, J. C. (1994). Stereotyping and social reality. Oxford
and Cambridge, MA: Blackwell.
Phelan, J., & Link, B (2004). Fear of People with Mental Illnesses: The Role of Personal and
Impersonal Contact and Exposure to Threat or Harm. Journal of Health and Social
뉴스 미디어의 결혼이주여성 보도가 수용자의 부정적 고정관념과 다문화지향성에 미치는 영향·427
Behavior, 45(3), 123～45 2004.
Reskin, B. F. (2000). The proximate causes of employment discrimination. Contemporary
Sociology, 29(2), 319～328.
Roman, E. (2000). Who Exactly Is Living La Vida Loca? The Legal and Political
Consequences of Latino-Latina Ethnic and Racial Stereotypes in Film and Other Media.
Journal of Gender, Race and Justice, 4, 38～48.
Rothbart, M & John, O. P. (1985). Social Categorization and Behavioral Episodes: A Cognitive
Analysis of the Effects of Intergroup Contact. Journal of Social Issues, 4(3), 81～104.
Seiter, E. (1986). Stereotypes and the media. Journal of Communication, 2, 14～26.
Sigelman, L., & Welch, S. (1993). The contact hypothesis revisited: Black-White interaction
and positive racial attitudes. Social Forces, 71(3), 781～795.
Silverstein, B. (1989). Enemy images: the psychology of U.S. attitudes and cognitions
regarding the Soviet Union. American Psychologist, 44(6), 903～913.
Silverstein, B., & Flamenbaum, C. (1989). Biases in the perception and cognition of the
actions of enemies. Journal of Social Issues, 45(2), 33～51.
Sherman, J. W. (1996). Development and mental representation of stereotypes. Journal of
Personality and Social Psychology, 70(6), 1126～1141.
Stein, R. M., Post, S. S., & Rinden, A. L. (2000). Reconciling context and contact effects on
racial attitudes. Political Research Quarterly, 53(2), 285～303.
Tan, A., Fujioka, Y., and Lucht, N. (1997). Native American stereotypes, TV Portrayals, and
personal contact. Journalism and Mass Communication Quarterly, 74(2), 265～284.
Tan, A., Fujioka, Y., & Tan, G. (2000). Television use, stereotypes of African Americans and
opinions on affirmative action: An affective model of policy reasoning. Communication
Monographs, 67(4), 362～371.
Tovares, R. (2000). Influences on the Mexican American youth gang discourse on local
television news. The Howard Journal of Communication, 11(4), 229～246.
Wandysz, A. (1995). Western stereotypes and images of Central Europeans. In Gerrits, A. &
Adler, N. (Eds.), Vampires unstaked: National images, stereotypes and myths in East
Central Europe. Oxford: North-Holland.
Welch, S., & Sigelman, L. (2000). Getting to know you? Latino-Anglo social contact. Social
Science Quarterly, 81(1), 67～83.
White, R. K. (1984). Fearful warriors: A psychological profile of U.S.-Soviet relations. New
York: Free Press.
Wolfe, A. (1983). The irony of anti-communism: Ideology and interest in post-war American
foreign policy. In R. Miliband, J. Saville, & M. Liebman (Eds.), The uses of anti-communism
(pp. 214-229). London: Merlin Press.
Wroblewski, R., & Huston, A. C. (1987). Televised Occupational Stereotypes and their Effects on
Early Adolescents: Are they Changing? The Journal of Early Adolescence, 7(3), 283～297.
최 투고일 2011년 2월 13일
게재 확정일 2011년 3월 18일
논문 수정일 2011년 3월 30일
권 호, 55 2韓國言論學報 년 월(2011 4 )·444
The purpose of this study is to examine the media stereotyping of immigrants on
attitudes toward multiculturalism. For the purpose, a structural model composed of news
media exposure, news recall, negative stereotype, multiculturalism was tested by analyzing
a survey dataset. The results show that the more respondents are exposed to news media,
the more they recall the news about immigrants, that the amount of recalled news
influences the degree of stereotype, and that the stereotype affects the attitudes toward
multiculturalism. The differences assumed to be caused by personal contact with
immigrants were also found. Respondents having had personal contact with immigrants
showed less negative stereotype and more open-minded about multiculturalsim, and vice
versa. The implication of this study for the current transition of Korea to multi-ethnic
society is discussed.
Key words : news media exposure, news recall, stereotype, media stereotyping, personal
contact, immigrant, multiculuralism
