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1960년대 이후 사회학자들은 인적자본, 문화자본, 사회자본과 같은 자본의 개념을 개인적 삶의 기회에 작용하는 기제와 지역사회 웰빙을 이해하기 위한 개념을 구조화하는데 활용해 왔다(Lin 2000). 이들 자본중 일반적으로 사회자본은 금융자본(financial capital)이나 인간의 두뇌 자본(human capital)과는 달리 사람과 사람 사이의 관계라는 의미를 내포하고 있다. Coleman(1988)은 사회자본이 개인들이나 물리적인 도구 속에 구현되는 것이 아니라 사람들 사이의 관계 구조속에 내재한다는 점에서 다른 자본과는 다르다고 주장하였다. 이러 맥락에서 사회자본 접근법은 공유된 규범 및 협동적 사회활동으로 개인의 사회화를 강조하는 것(Skocpol & Fiorida 1999 - cited from Lew et al. 2003)으로 인식된다.

사회자본에 대한 개념은 연구자에 따라 매우 다양하게 정의되고 있으나 크게 거시적 관점과 미시적 관점의 두 가지 차원으로 대별해 볼 수 있다. 첫째, Bourdieu와 Coleman의 연구같이 개인들 사이에 발견되는 다양한 관계의 특성 즉 연결망(network)에 초점을 두어 접근하는 미시적 관점에서 사회자본은 행위자가 자신이 속한 집단 즉 연결망 속에 있는 자원에 접근함으로서 얻을 수 있는 자산(Lin 2001 - cited from Lew et al. 2003), 혹은 사회적 연결망이나 사회구조의 구성원이 됨으로서 확보할 수 있는 행위자의 능력 등과 같이 정의된다(Portes 1988). 그렇기 때문에 Burt(2001)는 Bourdieu와 Coleman의 주장이 특정한 개인이 확보할 수 있는 사회자본의 양은 그 개인이 동원할 수 있는 연결망의 크기나 범위 혹은 연결망내의 위치에 따른 중심성이나 배타성 그리고 자율성 등에 의해 결정되는 것(cited from Lew et al. 2003)을 함의하는 것으로 보았다. Bourdieu는 사회자본이란 용어를 한 지역사회에서 회원제를 통해 주민들에게 발생하는 추가 이익과 기회창출의 의미로 사용하기도 했는데, 이 때 사회자본이란 사회네트워크 뿐만 아니라 사회네트워크에 내포된 자원을 의미하고 있다(Healy 2005). Coleman(1988)은 사회자본을 주민들의 사회적 연대(social ties)에서 생겨나는 개인적 자원이라는 의미로 사용하고 있다. 특히 Coleman은 사회자본의 개념을 사회학적으로 발전시켜 연결망, 사회규범, 신뢰라고 정의하였다.

반면에 Putnam은 거시적인 차원의 관점에서 사회자본을 주어진 사회의 문화적 및 조직적 특성으로 파악하여 그 사회 전통의 신뢰나 협동과 같은 호혜성에 기반 하는 가치나 관계를 어느 정도나 뒷받침하고 있는가에 주목하였다. 그러므로 거시적인 연구는 주어진 문화나 조직의 차원에서 파악된 사회의 특성이 그 사회의 민주주의나 경제발전에 긍정적인 역할을 하는가 혹은 부정적인 역할을 하는가 하는 문제로 귀착된다(Lew et al. 2003)고 볼 수 있다. 또한 사회자본의 개념에는 정부, 정권, 법의 지배, 사법 체계 등을 포함하는 제도적인 관계와 구조도 포함된다(Yoo 2000). 따라서 사회자본이 개인 간의 비공식적인 관계 뿐 아니라 공식적ㆍ제도화된 관계까지 그 영역이 확장된다고 보았다.

Stolle(2000)는 사회자본에 대한 미시적 관점을 대표하는 Coleman의 주장이 사회자본과 관련하여 매우 포괄적이고 다양한 사회적 상호작용의 측면을 다루는 반면 거시적 관점을 대표하는 Putnam의 주장은 수평적 조직에 대한 참여, 신뢰와 상호부조의 일반화된 규범 등과 같이 중요하다고 판단되는 사회적 관계의 몇 가지 측면에만 선택적으로 초점을 맞춤으로서 사회자본의 개념을 보다 쉽게 조작하고 측정 가능한 것으로 만들었다(cited from Kim & Lee 2014)고 주장하였다.

이외에 사회자본의 유형도 다양한 관점과 기준에 따라 구분될 수 있다. 개인의 사회관계망은 자본으로 취급되며 이러한 맥락에서 사회관계망을 사회자본으로 개념화한 Coleman은 사회적 관계를 두 가지 차원으로 구분하였다(Gidengil & Stolle 2009). 한 차원은 사회적 관계의 강도 혹은 깊이와 관련되며, 강한 연계와 약한 연계로 구분된다(Granovetter 1973). 다른 차원은 사회적 연계의 대상과 관련된 것으로, 결속적(bonding) 연계와 교량적(briding) 연계로 구분된다(Healy 2005). 교량적 연계가 사회적 배경이 상이한 사람들과 맺는 관계를 의미한다면, 결속적 연계는 사회적 배경이 매우 유사한 사람들과 맺는 관계를 말한다. Rothstein(2005)은 네트워크는 사회자본의 구조적(structural)차원으로서 사회자본의 양적인 측면을 보여주며, 신뢰는 사회자본의 인지적(cognitive) 차원으로서 사회자본의 질적인 측면을 보여준다고 주장하였다(cited from Woo & Kim 2017).

한편 Table 1에 제시한 바와 같이 사회적 자본의 개념화와 요소 및 이론형성에 Bourdieu와 Coleman, 그리고 Putnam 이 외에도 많은 학자들이 참여해 왔으며, 학자들의 연구관심이나 목적에 따라 사회자본의 다양한 측면과 요소들이 강조되어 왔다(Han 2008). 예를 들면 Putnam(1995)은 한 사회의 주어진 문화적 전통이 시민적 참여를 강조하는가 혹은 비도덕적 가족주의에 함몰되어 있는가를 구분하여 상호간 이익을 위한 협력과 협동을 촉진시키는 연결망, 규범, 사회적 신뢰와 같은 사회조직의 특성이 바로 사회자본이라고 정의하였다. 또한 Putnam(2000; cited from Healy 2005)은 사회자본을 개인들 간의 연계성, 그리고 개인들 간에 생겨나는 사회적 네트워크와 상호 호혜적 규범, 신뢰로 정의하였다. Portes(1988)는 사회자본을 사회연결망이나 여타 사회조직에 속한다는 이유로 혜택을 획득할 수 있는 행위자들의 능력으로 규정하였다. Coleman(1988)은 사회자본의 개념을 사회학적으로 발전시켜 연결망, 사회규범, 신뢰를 사회자본으로 정의하였다. 세계은행이나 OECD 등 세계유수 기관이나 단체 등에서도 사회자본의 개념이나 구성요소를 규명하여 왔는데 세계은행은 네트워크, 신뢰, 사회참여, 호혜성, 정보, 협력 등의 요소로 사회자본을 설명한 반면에 OECD는 네트워크, 사회참여, 사회지원, 시민참여의식으로 사회자본을 구성하여 설명하였다(Yim 2009). Lee(2012)는 사회자본의 구성요소로 네트워크, 신뢰, 사회참여, 호혜성을 강조하였으며, Hong et al.(2007)은 사회참여, 시민참여의식 등을 강조하였다. Portela et al.(2013)은 사회자본을 사회네트워크(비공식적 관계, 자원봉사, 단체 참여, 지원 그룹 등), 사회규범(공유된 규범, 호혜성, 시민사회참여 등), 사회신뢰(일반신뢰, 기관신뢰, 대인신뢰 등)의 차원으로 구분하였다. 그러나 이러한 요소들은 측정항목이 유사했으나 요소들을 명명하는 과정에서 사회참여, 네트워크, 정치참여 등으로 혼재되어 사용되고 있어서 요소 간 개념의 모호성 등 개념 구성에 혼선을 이루고 있었다(Table 1).¹⁾

본 연구에서는 여러 선행연구(Putnam 1995; Portela et al. 2013)를 토대로 사회자본의 구성요소를 신뢰, 호혜성, 시민참여의식, 사회연계망(결속감 등 질적 개념)으로 구성하였으며 이러한 요소들이 사회자본의 질적인 측면을 측정한다는 차원으로 개념·정의하여 접근하였다. 또한 구조적(structural) 차원으로 인식되는 네트워크는 교량과 결속의 차원으로 양분하여 독립변인으로 설정하여 접근하였다.

사회자본 접근법(Social Capital Approach)은 공유된 규범 및 협동적 사회활동을 통한 개인의 사회화를 강조한다. 사회의 공유된 규범과 협동성이 개인의 사회화와 밀접한 관계를 갖기 때문이다(Lew et al. 2003).

Newton(2001)은 사회자본이 개인적, 가족적, 지역적, 제도적 특성 및 문화적 구조나 차이에 의해 영향을 받게 된다고 하였다. 특히 가족은 개인이 사회화되는 중요한 경로로서, 가족 구성원간 관계를 통해 규범, 신뢰, 상호호혜에 대한 인식을 터득하게 된다. 이를 통해 친인척 관계를 넘어선 사람들과의 관계형성을 가능하게 한다. Sanders & Nee(1996)는 이러한 측면을 이민자가족들에게 연계해 이민자들의 사회적 자본 형성을 결정하는 중요한 요소로 가족을 강조하였다. Sanders와 Nee는 가족의 친밀성과 신뢰의 정도를 가장 강한 형태의 사회적 제도로 인식하였으며, 민족성을 결속요소로 하는 동족 이주민 사이의 네트워크나, 자기이익(self-interest) 혹은 교환관계에 의거한 일반적인 사회적 관계보다 가족이 보다 높은 수준의 상호 의무감과 의존성을 내포한다고 보았다. OECD도 가족을 사회자본의 기초적 형성 장소로 명명하면서, 사회 자본과 가족의 역할관계에 주목하였다. 즉 가족관계를 통해 사회적 규범의식과 공동체 생활에 필요한 집단가치가 습득된다고 하였다(Park et al. 2008). Coleman도 사회전반에 걸친 사회자본이 기본적으로 가족을 통해 전달되고 있다고 강조하면서, 가족 내 관계가 가족 테두리 외부와의 신뢰나 협동과 같은 집단가치 형성에 도움이 된다고 하였다(Healy 2005). 가족구조적인 차원에 내재된 인간관계 특성과 생활만족도와의 관계를 분석한 Evans & Kelly(2004)에 의하면 관계적 질이 높고 오래 동안 지속된 가족구조가 생활만족도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

또한 여러 선행연구에서는 사회자본은 사회나 개인과의 관계에 따라 생성되는 자원(Coleman 1988; Healy 2005)으로 주장하였다. Inglehart(1997)는 개인의 인격형성기에 영향 받은 가족, 집단, 지역사회의 제반조건이 개인의 사회자본 형성과 직·간접적으로 관련되어 있다고 주장하면서 특히 성년기 이전에 경험하는 잡단의 영향력을 중요시 여겼다. Kim & Lee(2014)은 지역사회중 근린지역을 결혼이민여성의 삶과 밀착된 장소인 동시에 외부와 소통하는 연결통로로 인식하였다. 이러한 지역사회 환경에 대한 집합적 기억을 통해 결혼이민여성들은 사회관계를 형성하고 그런 과정에 자신들의 상황을 스스로 극복하기 위해 사회자본을 생산하고 유지하게 된다고 하였다. 이와 같은 맥락에 서 볼 때 가족 또는 사회적 지지는 결혼이민여성들이 사회자본을 형성하는데 매우 중요한 자산으로 활용될 여지가 높다. Fukuyama(1995)에 의하면 사회자본은 다른 유형인 인적자본과는 달리 개인의 노력과 투자만을 통해 획득되지 않는다. 즉 사회자본이 사람들 사이의 일상적이고 대면적인 상호작용으로 부터 창출되는 것으로 보았다(cited from Lew et al. 2003). Lin(2008)도 사회자본은 공간 안에서 일어나는 사람들 간의 상호작용(interaction)과 사회적 관계(social relationships)에 의해 형성되거나 포착되며 그 관계 속에서 배태된다고 하였다. Lee(2010)는 연결망을 사회적 자본으로 인식하면서, 이민 전에 한국 내에 아는 사람이 부모, 형제자매, 혹은 배우자의 가족구성원인지를 측정하였다. 이민 후에는 한국에 속마음을 털어놓고 이야기 할 수 있는 사람이 있는지를 물으면서 그 대상을 배우자, 배우자 외의 가족 구성원 그리고 본국출신 동료로 구분하여 측정하였다.

이외에도 여러 선행연구(Putnam 1995; Lin 2000; Helliwell & Putnam 2007)에서는 사회인구학적인 개인특성들에 의해 사회자본이 형성된다고 하였다. Lin(2000)은 젠더, 인종, 경제적여건 등과 같은 계층적 요소에 내재된 특성들에 의해 사회자본의 불공정성이 형성된다고 주장하였다. Putnam(1995), Helliwell & Putnam(2007)에 의하면 교육 및 연령적 특성은 시민참여, 사회연결망 같은 사회자본 형성에 정적으로 관련되지 않았다. 사회적 자본의 형성에 연령이 미치는 중요성에 대해 Kim & Lee(2014)은 사회자본 형성의 영향 요소로 결혼이민여성의 공간이동에 수반된 이민사회에서의 사회·경제적 조건과 생활에서 새롭게 획득한 특성, 즉 예를 들면 이민사회에서 거주기간이 늘어남에 따라 사회적 관계가 개선된다고 하였다.

이를 종합하여 볼 때 사회자본의 형성 및 이에 영향을 미치는 요인에는 가족 또는 지역사회 지지, 사회참여에 의한 교량적 및 결합적 연계 수준, 사회계층이나 생활수준, 거주기간, 교육수준, 연령과 같은 요인들이 중요하게 작용할 것으로 예측된다. 또한 이러한 예측요인들에 의해 사회자본의 수준이 다르게 형성될 것이라고 예측하면서, 본 연구에서 이를 규명하고자 하였다.

생활만족도의 개념을 규명한 여러 선행연구들(Campbell 1965; Diener et al. 1985)은 생활만족도를 주관적인 감정상태 혹은 주관적인 복지의 구성요소이며 삶의 질을 대표하는 사회지표라고 정의하고 있다. 또한 긍정적인 자아상을 가지고 자신의 목적에 대해 성취감을 느끼며 과거에 대한 긍정적인 경험과 매일의 생활에 대한 낙천적인 감정을 느끼고 유지하는 정도(Jo 1993)나, 전 생애를 통한 연속적이고 과정적인 의미로서 자신이 기대하던 인생과 현재 자신이 살아가는 생활과의 합일정도(Lee 1994)로 주장하고 있다.

생활만족도와 사회자본과의 관계를 규명한 여러 선행연구(Mulder et al. 2006; Yip et al. 2007; Yamaoka 2008; Mammen et al. 2009; Lee 2009; Han et al. 2010; Lee 2010; Kim 2012; Portela et al. 2013; Lee & Lee 2016)에 의하면 사회자본의 구성요소인 사회참여, 네트워크, 신뢰, 자원봉사활동이나 단체 활동·교육 등에 참여하고, 친구·이웃 등의 관계가 생활만족도 및 삶의 만족도를 증진시키는 요인으로 작용하였다. 구체적으로 Portela et al.(2013)는 사회자본의 구성요소들 증 일반화된 신뢰는 집합적 수준에서, 사회연결망·대인신뢰·사회참여 등은 개인수준에서 주관적 생활만족에 긍정적 영향을 미친다고 하였다. Yamaoka(2008)는 동아시아 국가들, 즉 일본, 한국, 대만, 그리고 중국자료를 통합하여 분석한 연구에서 낮은 대인신뢰, 약한 호혜성의 규범, 조직신뢰의 부족은 낮은 삶의 만족과 관계가 있다고 주장하였다. Mammen et al.(2009)는 저소득층 농촌여성들의 사회적 관계가 생활만족도를 증진시킨다고 하였다. Mulder et al.(2006)는 이웃이나 친구와 가족과의 관계의 질이 삶의 질에 정적으로 작용한다고 하였다. 중국 농촌지역민들을 대상으로 멤버십과 같은 구조적 사회자본과 신뢰와 같은 인지적 사회자본이 웰빙에 어떻게 작용하는지를 규명한 Yip et al. (2007)은 신뢰는 웰빙과 정적으로 유의하게 연관되어 있으나 멤버십과 같은 구조적 사회자본과 웰빙과의 관계는 유의하지 않았다고 하였다. Lee(2009)는 시민적 참여, 신뢰, 사회적 자원(자원수혜 메카니즘)과 같은 사회자본 요소들은 삶의 질에 매우 유의미한 영향력을 발휘한다고 주장하였다. Lee & Lee(2016)의 연구에서는 참여를 제외한 신뢰, 가족네트워크, 사회네트워크, 규범과 같은 사회자본 하위요소들이 생활만족도에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이민자의 사회자본과 생활만족도의 관계를 규명한 연구(Lee 2010; Kim 2012)에서는 가족 연계 변인 중에 모국가족 접촉빈도(Kim 2012)나 이민전후의 대인관계 연결망(Lee 2010)이 중요한 자원으로 생활만족도에 작용한다고 주장하였다. Lee(2010)는 연결망이 사회자본으로서 이민자들의 삶에 중요한 자원으로 작용한다고 주장하였다.

유사한 맥락에서 Seok & Chang(2016)도 한국에서 가족이나 시민사회 소속 등 개인들이 속한 집단들이 서구식 개인주의 가치와 그에 따른 도덕성을 성장시키지 못하거나 또는 오히려 약화시키는 경향이 있으며, 이로 인해 한국에서는 사회적 관계가 삶의 만족을 높이는데 뚜렷한 역할을 하지 못할 뿐만 아니라 사회적 관계의 양면성이 강하게 존재한다(Woo & Kim 2017)고 주장하여 개인의 관계 교류적 맥락보다는 거시 사회문화적 특성에 의해 개인의 사회자본이 결정됨을 시사해 주고 있다.

이러한 맥락에서 볼 때 농촌 결혼이민여성들이 보유한 사회자본의 수준이 그들의 생활만족도 형성에 유의한 영향을 미치는지 혹은 그러한 영향력이 어떠한 양상으로 작용하는지에 대한 문제를 제기해 볼 수 있다.

그러나 지금까지 수행된 선행 연구 중에 생활만족도 수준과 전체적인 사회 자본의 요소를 연결하여 분석한 연구는 거의 없으며 사회 자본의 여러 구성 요소 중에 사회참여, 신뢰, 네트워크 등 일부 요소만 선택해 고찰하였거나 구성요인을 세분화하여 거시적·미시적 신뢰나 사회참여, 유대나 연계로서의 네트워크와 같은 방식으로 나누어 규명한 연구들이 대부분인 것으로 나타났다.

따라서 본 연구에서는 생활만족도에 대한 여러 선행연구(Campbell 1965; Diener 1985; Lee 1994)의 주장을 토대로 생활만족도를 전 생애를 통한 연속적이고 과정적인 의미로 자신이 기대하던 인생과 현재 자신이 살아가는 생활과의 합일정도에 대한 주관적인 감정 상태로 정의하였으며 생활만족도를 결정하는 사회자본 요인들의 특성을 규명하고자 하였다.

본 연구의 대상은 한국의 농촌 남성과 결혼해서 농촌지역에 거주하는 중국, 일본, 필리핀, 베트남, 캄보디아 출신 결혼이민여성이다. 이는 통계청의 자료를 참고하여 출신국 별 결혼이민여성의 상대적 비율이 높은 순서를 기준으로 5개국으로 한정하여 선정한 것이다.

조사대상으로 의도적 표본추출(Purposeful Sampling) 및 비례할당(Allocatable Sampling)을 통해 2016년 6월부터 7월에 거쳐 전국 71개 지역에서 결혼이민여성 500명을 표집 하였다. 조사는 해당지역 농촌 지도직 공무원이 조사대상자를 방문 또는 면접하여 조사대상자가 직접 자기 기록하는 식으로 이루어졌다. 설문지는 한국어로 작성하여 영어, 베트남어, 캄보디아어로 번역하여 활용하였다. 조사 후 총 436부의 자료가 회수되었다.

조사 후에 회수된 자료 중에 중국, 일본, 필리핀, 베트남, 캄보디아 이외의 출신국가 응답자들이 설문한 29부와 미 응답이 많은 6부를 제외하고 최종적으로 401부를 분석에 활용하였다. 본 연구에서 설정된 연구문제를 분석하기 위해 SAS 9.4 버전 통계 패키지를 이용하여 ANOVA, 상관관계, 동시투입식 회귀분석(regression)을 실시하였다. 사후검증으로 Duncan test를 실시하였다.

Table 2에 의하면, 본 연구의 조사대상인 결혼이민여성들의 평균 연령은 일본 46.91세, 중국 39.99세, 필리핀 38.38세, 베트남 29.78세, 캄보디아 29.11세이었다. 결혼이민여성들의 평균 거주기간은 일본 179.60개월, 중국 148.50개월, 필리핀 125.66개월, 베트남 78.13개월, 캄보디아 69.79개월이었다. 조사대상 결혼이민여성의 평균 학력은 필리핀 3.97로 거의 전문대학을 졸업한 수준이며, 일본과 중국은 각각 3.68, 3.54로서 전문대학을 중퇴한 수준이었다. 캄보디아와 베트남은 각각 3.16, 2.72로서 고등학교를 졸업하거나 중퇴한 수준이었으며, 5개 출신국 집단중 베트남 결혼이민여성들의 학력수준이 가장 낮은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 표집시점 및 지역이 다른 Yang(2016)과 유사하여 이들 출신국 결혼이민여성들의 거의 일반화된 학력 실태라고 할 수 있다. 또한 이를 농촌지역의 중년기 여성들의 평균 학력수준에 비추어 볼 때(Yang 2001), 한국 농촌의 내국인 중년기 여성들의 학력수준 보다 전반적으로 높았다. 결혼이민여성들의 출신국 별로 나타난 이러한 연령, 거주기간, 학력수준의 차이는 모두 p=0.001 수준에서 통계적으로 유의하였다. 한편 결혼이민여성들은 자신들의 가족의 생활수준을 평균 중하 수준보다 약간 높게 인식하고 있었다. 캄보디아가 3.41로서 가장 높게 인식한 반면 일본은 3.09로서 가장 낮게 인식하였으나 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(Table 2).

Table 6은 회귀분석 이전에 사회자본과 이에 영향을 미치는 변인들 간의 상관관계를 분석한 결과를 제시한 것이다. 사회자본과 이에 영향을 미치는 변인들 간의 상관성은 지역사회 지지와 전체 사회자본간의 상관을 제외하고 전체적으로 0.02~0.69 수준을 보였다. 일반적으로 투입된 변인들 간의 상관계수가 0.7이상이면 다중공선성의 문제를 야기 하는 것으로 볼 수 있다(Kim 1983)는 주장에 비추어 볼 때 본 연구의 연구문제에서 설정된 변인들 간의 다중공선성의 문제는 발생하지 않는 것으로 해석할 수 있다. 한편 전체 사회자본과 각 하위 요소 간의 상관성은 0.54~0.89의 수준을 보여 사회자본의 각 하위요소 간 상관성이 높다고 볼 수 있다.

Table 7은 여러 선행연구들을 통해 규명된 사회자본 영향 변인들이 농촌 결혼이민여성들의 사회자본에 어떻게 작용하는지를 분석하기 위해 회귀분석(regression)을 실시한 결과이다. Table 7에 제시한 것처럼, 회귀분석 가정의 위반 여부를 파악하기 위해 Durbin- Watson계수를 산출한 결과 각 모형 및 모델은 1.81~2.04로서 안정적이었다. 관련 변인들이 사회자본수준에 영향을 미치는 설명력은 전체 사회자본 모델의 경우 Adj R² 55.7%이었다. 사회자본의 각 하위요소 중 신뢰 요소의 모델은 Adj R² 52.0%, 호혜성 요소의 모델은 Adj R² 42.6%, 시민참여의식 요소의 모델은 Adj R² 31.5%, 사회연결망 요소의 모델은 Adj R² 34.6%이었다.

Table 7에 제시한 것처럼, 본 연구에서 투입된 변인들이 사회자본 형성에 미치는 영향력을 회귀모형을 통해 살펴보면, 전체 사회자본 모형에서 농촌 결혼이민여성의 사회자본 형성에 가장 유의하게 작용하는 변인은 지역사회 지지(β=0.51)이었으며, 다음으로 가족지지 변인(β=0.27)만 유의하게 작용하였다. 사회자본의 각 하위요소 중 신뢰요소와 호혜성 요소에서도 결혼이민여성의 사회자본에 가장 유의하게 작용하는 변인은 지역사회 지지(β=0.48 또는 β=0.47)이었으며 이어 가족지지(β=0.30 또는 β=0.19)변인이었다. 시민참여의식 하위요소에서 가장 유의하게 작용하는 변인은 지역사회 지지(β=0.32)이었으며 이어 가족 지지(β=0.21), 연령(β=-0.12), 교량적 사회연계(β=0.11) 변인 순으로 유의하였다. 사회연결망 요소 모형에서 가장 유의하게 작용하는 변인은 지역사회 지지(β=0.45)이었으며, 이어 가족지지(β=0.19), 연령(β=-0.15) 순으로 유의하게 작용하였다. 즉 농촌 결혼이민여성들은 지역사회 지지를 높게 인지할수록, 가족지지를 높게 인지할수록 전체 사회자본, 신뢰 또는 호혜성 요소 사회자본이 높았다. 시민참여의식 요소는 지역사회 지지와 가족지지가 높을수록, 연령이 낮을수록, 교량적 사회연계 수준이 높을수록 사회자본 수준이 높았다. 사회연결망 요소도 지역사회 지지와 가족지지가 높을수록, 연령이 낮을수록 사회자본 형성 수준이 높았다.

종합하면, 전체 사회자본, 신뢰·호혜성·시민참여의식·사회연결망 하위 요소 사회자본에 지역사회 지지와 가족지지 변인이 중요하게 정적으로 유의하게 작용하였다. 이는 가족과 더불어 지역사회 환경이 사회화 과정의 중요한 수단으로 작용하며 한 개인이 삶에 있어 다른 사람과 상호교류하고 협력하는 일이 중요하다는 것을 시사하는 결과로 볼 수 있다. 이러한 맥락에서 이와 같은 본 연구의 결과는 사회자본 형성에 결국 일차적으로 사회화를 담당하는 가족 및 지역사회와 같은 공동체의 지지와 관계적 특성이 가장 중요한 역할을 한다는 Inglehart(1997), Healy(2005) 등의 주장을 지지하는 결과로 볼 수 있다.

이외에도 시민참여 의식 하위요소의 사회자본에는 연령이 부적으로, 교량적 사회연계가 정적으로 유의하게 작용하였다. 사회연결망 요소에는 연령이 부적으로 유의하게 작용하였다. 이는 연령적 특성이 시민참여의식, 사회연결망 같은 사회자본 형성에 부적으로 작용하였다는 Putnam(1995), Helliwell & Putnam(2007)의 주장을 부분적으로 지지하는 결과이었다. 또한 사회자본이 성인기 이전에 형성된다는 Inglehart(1997)의 주장에 비추어 볼 때 상대적으로 연령이 낮은 결혼이민여성들은 수용 및 변화적응성의 유동성이 높아서 시민참여에 대해 적극적이거나 상호작용 중에 결속 및 유대감 형성이 원활한 데서 비롯한 것으로 해석할 수 있다. 시민참여 의식 사회자본 하위요소에 교량적 사회연계가 정적으로 유의하게 작용한 결과는 주류사회와 본격적으로 관계를 맺어야 되는 시기의 이민자들에게 종족 및 문화적으로 상이한 사람들과의 관계가 중요하다는 Berry(1997), Kim et al.(2011)의 주장을 지지하는 결과라고 할 수 있다. 이는 주류사회에서 자원적 제약을 인지한 결혼이민여성들이 주류사회와의 교량적 연계를 통해 더 나은 정보와 혜택을 얻으려 하고 이러한 연계가 친족과 가족연계를 넘어서 공식적 멘토 연계를 통해 촉진된 데서 비롯한 결과로 볼 수 있다(Lin 2000).

결론적으로 농촌 결혼이민여성의 사회자본 형성에 중요하게 작용하는 변인은 지역사회 및 가족 지지 변인으로서 이는 사회자본이 개인적 특성이나 단순한 접촉 또는 사회구조 보다 관계의 내적 특성 및 상호작용의 질적인 차원에 의해 조정되는 것으로 볼 수 있다는 Sanders & Nee(1996)의 주장을 지지하는 결과인 것으로 사료된다.

제시된 Table 6에 의하면 생활만족도와 사회자본 하위영역 변인들과의 상관성은 전체적으로 0.25~0.55의 수준을 보였다. 일반적으로 투입된 변인들 간의 상관계수가 0.7이상이면 다중공선성의 문제를 야기 하는 것으로 볼 수 있다(Kim 1983)는 주장에 비추어 볼 때 본 연구의 연구문제에서 설정된 변인들 간의 다중공선성의 문제는 발생하지 않는 것으로 해석할 수 있다. 한편 전체 생활만족도와 각 하위영역 간의 상관성은 0.49~0.88의 수준을 보여 생활만족도의 각 하위영역 간 상관성이 높다고 볼 수 있다.

농촌 결혼이민여성들의 생활만족도에 사회자본 하위 요소들이 미치는 효과를 분석한 결과를 Table 8에 제시하였다. 우선 회귀분석 가정의 위반 여부를 파악하기 위해 각 모델의 Durbin-Watson계수를 산출한 결과 1.74~1.92로서 안정적이었다. 사회자본 하위요소들이 생활만족도에 영향을 미치는 설명력은 전체 모델의 경우 Adj R² 33.3%이었다. 생활만족도의 각 하위요소중 삶의 기대와 현실의 일치성 영역의 모델은 Adj R² 23.9%, 좋은 생활조건 보유성 영역의 모델은 Adj R² 23.2%, 삶의 만족성 영역의 모델은 Adj R² 26.1%, 삶의 성취성 영역의 모델은 Adj R² 26.0%, 현재 삶의 재현 수용성 영역의 모델은 Adj R² 14.2%이었다.

전체 모형에서 농촌 결혼이민여성의 생활만족도에 가장 유의하게 작용하는 변인은 신뢰(β=0.38)이었고 다음으로 사회연결망(β=0.18)만이 유의하게 작용하였다. 하위영역 중 4개 하위영역 즉, 삶의 기대와 현실의 일치성 영역, 좋은 생활조건 보유성 영역, 삶의 만족성 영역, 현재 삶의 재현 수용성 영역도 신뢰의 영향력이 β=0.21~β=0.34로 가장 유의했으며, 이어 사회연결망 영향력이 β=0.14~β=0.16으로서 유의하였다. 그러나 삶의 성취성 영역 모델에서는 유일하게 신뢰(β=0.40)의 영향력만 유의했다.

요약하면 전체 생활만족도, 삶의 기대와 현실의 일치성 영역, 좋은 생활조건 보유성 영역, 삶의 만족성 영역, 현재 삶의 재현 수용성 영역에는 사회자본 요소 중 신뢰와 사회연결망이 정적으로 유의하게 작용하였다. 그러나 삶의 성취성 영역의 생활만족도는 신뢰만이 정적으로 유의하게 작용하였다.

이러한 결과는 사회자본 요소 중에 신뢰나 사회연결망이 삶의 질 또는 생활만족도에 유의하게 작용했거나 관계가 있었다는 Yip et al.(2007), Yamaoka(2008), Lee(2009), Kim(2012), Portela et al.(2013), Lee & Lee(2016)의 연구를 지지하였다. 또한 사회자본의 여러 구성요소들이 모두 동일한 수준에서 생활만족 또는 삶의 만족에 유의하게 작용하지 않는다는 주장(Woo & Kim 2017)을 지지하는 것으로 볼 수 있다.