최근 호

Journal of Social Science - Vol. 32 , No. 4

[ Article ]
Journal of Social Science - Vol. 32, No. 4, pp.209-238
Abbreviation: jss
ISSN: 1976-2984 (Print)
Print publication date 31 Oct 2021
Received 19 Aug 2021 Revised 07 Oct 2021 Accepted 21 Oct 2021
DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2021.10.32.4.209

청년의 주관적 사회지위가 불평등 인식에 미치는 영향: 사회경제적 지위 요인 사이의 상대적 중요도 비교
최광은 ; 박민진
연세대학교
서울연구원

The Impact of Young People’s Subjective Social Status on Their Perceptions of Inequality: A Comparison of the Relative Importance Between Socioeconomic Status Factors
Gwangeun Choi ; Minjin Park
Yonsei University
Seoul Institute
Correspondence to : 박민진, 서울연구원 연구원, 서울시 서초구 남부순환로 340길 57, E-mail : farnia@si.re.kr
최광은, 연세대학교 복지국가연구센터 연구교수(제1저자)


초록

이 연구는 2020년 7월 서울에 거주하는 만 20~39세 청년 1,000명을 대상으로 실시한 ‘서울 청년 불평등 인식조사’를 바탕으로 청년세대의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향을 분석하였다. 청년의 사회경제적 지위를 나타내는 독립변수는 성장기 시절(15세 무렵) 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 자신의 주관적 사회지위로 설정하고 회귀분석을 활용하여 이들 세 변수의 영향력을 비교하였다. 회귀분석 결과에 따르면, 세 독립변수 중 하나만 사용한 모델에서 각각의 지위가 높을수록 불평등의 심각성을 대체로 덜 느끼는 것으로 나타났다. 다만, 일부 불평등 인식 영역에서는 부모의 사회지위와 객관적 소득지위의 뚜렷한 영향력이 관찰되지 않았다. 또한, 세 독립변수를 동시에 포함한 모델에서 불평등 인식에 미치는 영향력을 직접 비교 분석했을 때 부모의 사회지위나 객관적 소득지위의 영향력보다 주관적 사회지위가 더욱 큰 영향력을 미치는 것으로 드러났다. 세 변수 중 하나의 변수를 포함한 모델 사이의 비교도 같은 결과를 보여주었다. 그리고 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성(endogeneity)을 통제한 도구 변수(instrumental variable) 분석도 주관적 사회지위가 불평등 인식에 일정하게 유의한 영향력을 미친다는 것을 확인해 주었다. 한편, 주관적 사회지위가 불평등 인식에 미치는 현저한 영향력은 특정 인식 영역에 국한된 것이 아니라 인식 영역 전반에서 고르게 관찰되었다.

Abstract

This article analyzed the impact of young people’s socioeconomic status on their perceptions of inequality. This was based on a survey titled ‘The Seoul Youth Inequalities Survey’ conducted on 1,000 Seoulites aged 20 to 39 in July 2020. The social status of the parents when respondents reached the age of 15, their current objective income status, and their current subjective social status were used as independent variables that represent socioeconomic status, and the effects of the three variables were compared to each other in a regression analysis. According to the results of the analysis, respondents were less aware of the seriousness of inequality when their status was higher in most models that used each independent variable alone. However, in some areas of inequality perception, the effects of the parents’ social status and the objective income status were not significant. The impact of subjective social status was stronger than that of the parents’ social status or objective income status when directly comparing the effects of the three variables on perceptions of inequality in a model employing the three variables together. These results were reproduced in a comparison between the models using each independent variable alone. Moreover, the effects of subjective social status on inequality perceptions were significant to a certain extent even in an instrumental variables regression analysis controlling for the endogeneity between subjective social status and perceptions of inequality. Meanwhile, the significant impact of subjective social status was observed not just in the specific area of inequality perceptions, but in most areas.


Keywords: Inequality in youth, Perceptions of inequality, Self-interest, Attribution theory, Parents’ social status, Objective income status, Subjective social status
키워드: 청년 불평등, 불평등 인식, 자기 이익, 귀인이론, 부모의 사회지위, 객관적 소득지위, 주관적 사회지위

1. 서 론

최근 불평등 연구에서 중요하게 거론되는 것은 ‘다차원적 불평등’이다(황규성, 2016). 다차원적 불평등이 어떠한 차원의 불평등을 포괄하는지, 그리고 여러 차원의 불평등이 서로 어떠한 수준으로 결합하여 구조화되는지에 대해 뚜렷한 합의가 있는 것은 아니다. 하지만 다차원적 불평등의 특성을 고찰하는 최근 연구를 종합하면, 소득, 자산, 교육, 고용, 주거, 가족형성, 지역, 정치 등에서의 불평등이 가장 자주 거론된다(장지연, 전병유, 황규성, 정준호, 강병익, 2016). 본 연구가 주목하는 불평등 인식의 영역도 이러한 다차원적 영역을 포괄한다.

불평등 문제는 사회 구조적인 차원에서 재생산되는 성격이 강하므로 특정 인구집단에만 해당하는 것은 아니다. 하지만 세대별로는 각기 다른 특징이 드러날 수 있다. 본 연구에서 다룬 청년세대의 불평등 중에는 세습 문제와 맞닿아 있는 교육과 고용 불평등 문제가 최근 더욱 주목을 받고 있다(조귀동, 2020; Reeves, 2017). 불평등이 세습된다는 것은 계층이동이 어렵다는 것이다. ‘흙수저’, ‘헬조선’, ‘N포세대’ 등의 표현은 계층이동 사다리가 끊어졌다는 청년세대의 현실 인식을 보여준다. 이렇듯 다차원적 불평등의 심화와 불평등 세습 현상의 가시화라는 조건은 청년세대가 직면한 불평등의 문제를 적어도 인식의 차원으로까지 좀 더 깊게 들여다볼 필요성을 제기한다.

청년세대의 불평등 연구에서 발견되는 두 가지 경향성은 ‘세대 내 불평등’에 주목하는 것과 ‘세대 간 불평등’에 주목하는 것이다. 전자는 청년을 이질성을 지닌 다양한 집단으로 보아 이들 내부의 격차를 강조하고, 후자는 청년을 비교적 단일한 집단으로 파악하여 기성세대와의 격차를 강조한다. 예를 들어, 김영미(2016)는 구조 조정기에 시장의 압력으로부터 보호받은 세대가 없었다는 측면에 주목하여 세대 간 불평등보다 세대 내 불평등을 강조한다. 이철승(2019)은 세대 내 불평등을 부정하는 것은 아니지만 세대 간 불평등 현상에 더욱 초점을 맞춘다. 조귀동(2020)은 세대 간 불평등을 강조하는 견해가 계층 세습의 문제를 소홀히 다룬다고 비판한다. 이렇듯 청년세대 내부의 이질성에 주목하는가, 단일성에 주목하는가에 따라 청년세대의 불평등 문제에 대한 시각과 접근법이 다르다. 이 연구는 청년세대의 객관적이고 주관적인 사회경제적 균열이 이들의 인식에는 어떻게 반영되는가를 살핌으로써 청년세대 내부의 불평등 양상을 보다 입체적으로 이해하고자 하는 시도이다.

청년세대의 불평등 문제에서 세대 간 또는 세대 내 격차를 둘러싼 논의의 축과 구별되는 또 하나의 중요한 축이 있다. 바로 객관적인 불평등 현실과 주관적인 불평등 인식 사이의 괴리와 관련한 것이다. 이를 파악하기 위해서는 청년세대가 경험하는 객관적인 불평등 현실을 자세히 조명하는 것뿐만 아니라 청년세대의 불평등 인식을 좀 더 상세히 들여다보아야 한다. 이 연구는 앞서 언급한 불평등의 다차원성을 염두에 두면서 오늘날 청년세대가 한국사회 일반의 불평등과 청년세대 내부의 불평등, 그리고 불평등이 세습되고 고착화되는 문제를 어떻게 바라보고 있고, 청년의 사회경제적 지위가 이러한 인식에 어떠한 영향을 끼치는지를 고찰함으로써 불평등 인식 연구에 기여하고자 한다.

불평등 인식에 영향을 미치는 요인은 매우 다양하지만, 여기서 청년세대의 사회경제적 지위에 주목하는 것은 청년세대 내부의 계층화 또는 분절화가 불평등 인식에 어떻게 반영되고 있는지를 구체적으로 파악하는 것이 중요하기 때문이다. 이는 그 자체로도 의미가 있지만, 청년세대 내부의 이질적인 사회경제적 조건과 인식을 점검하는 일은 불평등 완화를 위한 정책을 논의할 때도 필요한 일이다. 사회경제적 지위는 인식이나 태도, 또는 선호를 살피는 대부분의 연구에서 독립변수 또는 통제변수로 사용되어왔다. 사회경제적 지위를 나타내는 대표적인 지표로는 가구소득이나 개인소득을 지표로 하는 객관적 소득지위(objective income status)와 직업과 교육 수준 등을 고려한 객관적 사회지위(objective social status), 그리고 최근 주목을 받고 있는 주관적 사회지위(subjective social status)가 있다. 이 연구는 객관적 지위와 주관적 지위에 덧붙여 청년세대의 삶과 인식에 상당한 영향력을 끼치는 것으로 알려진 성장기 시절 부모의 사회지위(parents’ social status)를 하나의 틀 속에서 분석함으로써 청년의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향을 더욱 풍부하게 고찰하려는 시도이다.

이 연구는 2020년 7월 서울연구원이 전문조사기관에 의뢰하여 실시한 ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 자료를 사용하였다. 만 20~39세 서울 거주 청년 1,000명을 대상으로 사회경제적 지위뿐만 아니라 불평등 인식과 관련하여 폭넓은 질문을 던진 이 조사는 청년의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향을 파악하기 위한 자료로 적합하다. 이 연구는 다음과 같이 구성된다. 먼저 선행연구를 고찰하여 기존 연구의 한계와 공백 지점을 살피고 연구의 차별성을 드러내면서 구체적인 연구가설을 도출한다. 이어서 본 연구자료인 ‘서울 청년 불평등 인식조사’를 간략히 서술하고 종속변수인 불평등 인식과 독립변수인 사회경제적 지위를 기술한 후 통계분석 방법을 제시한다. 그다음은 사회경제적 지위와 불평등 인식의 상관관계를 시각적으로 살펴보고 회귀분석 결과를 설명한다. 마지막으로, 분석 결과와 시사점을 정리하고 이 연구의 한계와 후속 연구과제를 밝힌다.


2. 선행연구 검토와 연구가설
1) 사회경제적 지위와 불평등 인식

불평등 인식과 관련한 실증연구는 크게 불평등 인식과 불평등 현실 사이의 괴리, 불평등 인식의 결정요인, 불평등 인식이 태도나 선호에 미치는 영향으로 구분할 수 있다(Hauser & Norton, 2017). 먼저 객관적인 불평등 현실과 주관적인 불평등 인식 사이에 상당한 괴리가 있다는 것은 여러 연구를 통해 이미 널리 입증되었다(Bublitz, 2016; Engelhardt & Wagener, 2014; Gimpelson & Treisman, 2018; Kuhn, 2020; Niehues, 2014). 따라서 불평등 현실에 관한 탐구가 불평등 인식에 관한 탐구를 대체할 수 없으며, 불평등 인식에 관한 연구는 그 자체로 중요한 의의를 지닌다.

다음으로 불평등 인식의 결정요인에 관한 연구는 Bavetta, Donni, & Marino(2017)가 대표적이다. 이 연구는 불평등 인식을 결과의 불평등 인식(perceived inequality of outcome), 기회의 불평등 인식(perceived inequality of opportunity), 그리고 불공정 인식(perceived unfairness)으로 구분한 다음 인구학적 변수, 사회경제적 변수, 이념과 태도 변수 등이 불평등 인식에 미치는 영향을 탐색했다. 주관적 사회지위의 역할에 주목하는 연구(Cruces, Perez-Truglia, & Tetaz, 2013)나 위계의 수용에 초점을 맞춘 연구(Kteily, Sheehy-Skeffington, & Ho, 2017)도 있다.

마지막으로, 불평등 관련 인식이 신념이나 재분배 선호와 같은 태도에 영향을 미친다는 것을 보여주는 연구가 있다. 현실의 불평등 수준을 과소평가하거나(Kiatpongsan & Norton, 2014; Norton & Ariely, 2011) 소득 분포에서 자신의 지위를 잘못 인식하는 경우(Cruces et al., 2013; Karadja, Mollerstrom, & Seim, 2017) 이러한 인식을 바로잡는 것은 신념이나 태도를 바꾸게 한다는 것이다(Hauser & Norton, 2017). 한편, Choi(2019)는 개인의 불평등 인식뿐만 아니라 불평등에 관한 규범적 인식이 재분배 선호에 끼치는 영향을 탐색했다.

국외는 물론 한국에서도 최근 불평등 인식 관련 논의가 활발하게 진행되고 있다. 국내 연구는 크게 불평등 인식의 영향을 밝히는 연구(강우진, 2012, 2018; 김동훈, 하상응, 2020; 김상돈, 박지영, 2018; 김지영, 유민희, 최윤정, 2020; 김현정, 2016; 이충환, 2015; 장승진, 2011; 조정인, 2014)와 불평등 인식에 영향을 미치는 요인을 탐색하는 연구(강동훈, 이봉원, 2015; 강우진, 2020; 김영미, 2016; 이병훈, 2017; 이희정, 2018; 황선재, 계봉오, 2018)로 구분된다. 이 연구는 후자의 연구 갈래와 같이 불평등 인식에 영향을 미치는 요인에 초점을 맞추면서 사회경제적 지위의 영향에 대해 살펴본다.

자기 이익(self-interest)이나 집단 정체성뿐만 아니라 가치와 신념 등은 정책 태도에 영향을 끼치는 것으로 알려져 있다(Feldman, 1988). 이는 불평등 인식에서도 마찬가지다. 성별이나 연령 등의 인구학적 요인에 덧붙여, 교육, 취업, 소득 등의 사회경제적 요인, 주관적 계층의식, 세대 간 사회이동 경험과 기대, 정치적 성향 등 매우 다양한 요인이 불평등 인식에 영향을 끼칠 수 있다(Bavetta et al., 2017; 황선재, 계봉오, 2018). 이 중에서도 인구학적 요인과 더불어 사회경제적 요인은 불평등 인식 연구뿐만 아니라 다양한 연구에서 가장 기본적으로 사용되는 변수이다. 연구의 목적과 분석대상의 특성에 따라 어떤 요인에 초점을 맞출 것인지가 결정되는데, 본 연구는 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향력을 좀 더 상세히 파악하고자 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 현재 자신의 주관적 사회지위에 초점을 맞춘다.

먼저 15세 무렵 부모의 사회지위, 즉 청년의 성장기 시절 가족의 사회경제적 지위는 대학 진학이나 노동시장 진출을 비롯한 청년의 실제 삶과 관련한 여러 영역뿐만 아니라 주관적인 인식 영역에도 두드러진 영향력을 끼치는 것으로 나타난다(김영미, 2016). 이는 성장기 시절의 배경이 다양한 기회의 제약 조건으로 작동하여 청년의 삶의 경로를 규정할 뿐만 아니라 사회적 인식에도 영향을 미치기 때문으로 해석할 수 있다. 특히 이 연구가 초점을 맞추고 있는 1980년대생과 1990년대생 청년이 처한 오늘날의 사회경제적 조건은 부모의 사회지위와 같은 귀속 요인의 중요성이 큰 것으로 드러난다. 예를 들어, 고용 없는 저성장 시대를 통과하는 가운데 2000년대 이후 좋은 일자리는 계속 줄어든 반면, 일반대학 및 대학원 졸업자 수는 계속 증가하여 청년의 노동시장 진입 경쟁이 더욱 치열해졌다(김승연, 최광은, 박민진, 2020). 이런 상황에서는 노동시장 진입 경쟁력을 높이는 다양한 기회를 더 많이 가질 수 있었던 청년이 유리한 지위를 점했을 것으로 추측할 수 있다. 실제로 남재욱 외(2019)는 60년대생은 교육요인이 소득에 큰 영향을 미쳤지만, 70년대생과 80년대생은 부모 학력이나 고교 시절의 가구소득과 같은 귀속 요인이 상대적으로 더 큰 영향력을 드러냈다고 밝혔다. 1975~1995년 출생 코호트를 분석한 여유진(2019)도 이들의 소득이 아버지의 학력 및 소득계층과 강한 상관관계가 있다는 결론을 내렸다. 따라서 오늘날 20대와 30대 청년의 사회경제적 지위는 물론 이들의 불평등 인식은 부모의 사회지위로부터 적지 않은 영향을 받았다고 볼 수 있다. 즉, 부모의 높은 사회지위 덕택에 다양한 기회를 더 많이 경험하고 자신의 지위를 높일 수 있었던 청년은 그런 기회가 부족했던 청년보다 불평등을 덜 심각하게 인식하리라 예측할 수 있다.

객관적 소득지위는 가장 널리 쓰이는 기본적인 변수 중 하나로서 본 연구에서는 균등화 개인소득을 가리킨다.1) 객관적인 자기 이익을 대표하는 소득지위가 높을수록 불평등 인식 수준이 낮다고 예측할 수 있다. 자기 이익 가설에 따르면, 일반적으로 부유한 개인은 가난한 개인보다 불평등을 덜 심각하게 인식하거나 불평등을 더욱 쉽게 용인하기 때문에 불평등을 완화하는 재분배정책에 대한 선호가 낮은 것으로 알려져 있다(Meltzer & Richard, 1981; Bavetta et al., 2017). 다시 말해, 소득지위가 높은 사람은 현재의 불평등 구조 속에서 자기 이익을 일정하게 실현했다고 생각하여 이러한 불평등을 부정적으로 인식할 가능성이 작지만, 소득지위가 낮은 사람은 같은 구조 속에서 자기 이익이 침해당했거나 자기 이익 실현을 기대하기 어렵다고 생각하여 불평등을 부정적으로 인식할 가능성이 크다.

마지막으로, 본인의 주관적 사회지위는 앞서 언급한 최근의 불평등 인식 관련 연구뿐만 아니라 재분배 선호 결정요인 등의 많은 연구에서 그 중요성이 강조되고 있는 변수이다(Choi, 2021; Kim & Lee, 2018). 객관적인 지위와 무관하게 주관적으로 자신의 사회적 지위가 높다고 인식하는 사람은 불평등 인식 수준이 낮을 것으로 예측된다(Cruces et al., 2013). 사회심리학에서 널리 쓰이는 귀인이론(attribution theory)에 따르면, 주관적 사회지위가 높을수록 불평등 수준을 낮게 인식하기 쉽고, 주관적 사회지위가 낮을수록 불평등 수준을 높게 인식하기 쉽다. 성취의 원인이 외부보다는 자신의 내부에 있다고 생각하면 자존감을 더욱 키울 수 있고, 실패의 원인이 외부보다는 자신의 내부에 있다고 생각하면 자존감을 더욱 낮출 수 있다(Weiner, 1985). 이 때문에 사람들은 긍정적이고 성공적인 경험의 원인은 본인의 내부로, 부정적이고 실패한 경험의 원인은 본인의 외부로 귀속시키는 경향이 있다는 것이 귀인이론의 핵심이다. 이때 자신의 삶을 더욱 긍정하고 성공적으로 생각할 가능성이 큰 사람은 본인의 주관적 사회지위를 높게 평가하는 사람일 가능성이 더욱 크고, 이들은 당연히 불평등이라는 외부적 요인을 덜 심각하게 인식할 것이라고 예상할 수 있다.

2) 선행연구와의 차별성

<표 1>은 불평등 인식에 영향을 미치는 요인에 관한 최근의 국내 연구를 보여준다. 기존 연구와 달리 본 연구는 세 가지 측면에서 차별성을 갖는다.

<표 1> 
불평등 인식에 영향을 미치는 요인에 관한 최근 연구
독립변수(또는 통제변수) 종속변수
강동훈, 이봉원(2015) 복지정책에 관한 평가 소득과 재산 불평등 인식
강우진(2020) 사회지위(가구소득, 고용상태, 주관적 사회 지위)와 이념 및 가치 기회 불평등 인식
김영미(2016) 월평균 소득, 가족 배경(15세 시점 부모의 직업과 교육 수준) 기회 공정성, 주관적 계층의식, 자녀 기대 계층, 삶의 만족도
이병훈(2017) 가구소득, 본인의 주관적 계층지위, 응답자 15세 시점 부모의 주관적 계층지위 기회 불평등 인식
이희정(2018) 가구소득, 주관적 계층인식 노력에 따른 보상과 관련한 공정성 인식
황선재, 계봉오(2018) 소득수준, 주관적 계층의식 소득과 재산 불평등 인식

첫째, 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 현재 자신의 주관적 사회지위를 표준화한 다음 하나의 분석모델에 통합함으로써 세 독립변수의 영향력을 직접 비교하였다. <표 1>의 선행연구 중 주관적 사회지위와 가구소득을 독립변수 또는 통제변수로 함께 사용한 연구는 있지만(강우진, 2020; 이병훈, 2017; 이희정, 2018; 황선재, 계봉오, 2018), 이 변수의 설명력을 직접 비교한 연구는 없다.2) 과거 부모의 사회지위로 표현되는 가족 배경과 개인소득을 함께 고려한 김영미(2016)도 이 두 변수의 영향력을 비교한 것은 아니다. 물론 선행연구 중 이 세 변수를 함께 사용하여 비교한 연구 또한 없다.

앞서 살펴본 선행연구는 과거의 부모 지위나 현재 자신의 주관적인 지위가 불평등 인식에 유의한 영향을 끼치고, 객관적인 지위와 주관적인 지위 사이에는 상당한 괴리가 존재한다는 것을 보여주었다. 이들 변수 각각의 유의성과 더불어 이러한 격차의 존재는 불평등 인식에 미치는 영향이 서로 다를 수 있음을 시사한다. 따라서 세 변수를 직접 비교하는 것은 과거의 부모 지위와 현재의 본인을 규정하는 지위, 객관적인 지위와 주관적인 지위 사이의 상대적 중요성을 따져볼 수 있는 계기를 제공한다는 점에서 충분한 의미가 있다.

둘째, 분석대상이 되는 불평등 인식의 영역을 대폭 확대하여 다양한 개별 불평등 영역, 청년세대 내부의 불평등, 그리고 불평등의 대물림 인식까지 포괄하였다. 기존 연구는 대부분 자료의 한계 등의 이유로 소득과 재산 불평등이나 기회 불평등 인식 등에 초점을 맞춰 분석할 수밖에 없었다. 하지만 이 연구의 바탕이 된 ‘서울 청년 불평등 인식조사’는 기존 연구의 한계를 뛰어넘을 수 있는 자료를 제공하고 있고, 이에 불평등 인식을 폭넓게 살펴보는 것이 가능해졌다.3)

셋째, 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성(endogeneity)을 통제한 분석을 추가함으로써 연구의 엄밀성을 높였다. 주관적인 인식이나 태도 또는 선호와 관련된 변수 사이의 분석에서 이들 상호 간 간섭이 원천적으로 존재하지 않는다는 전제는 매우 강한 가정이다. 하지만 <표 1>에서 열거한 국내 선행연구 중 주관적 사회지위 등의 변수와 불평등 인식 사이의 내생성 문제를 언급한 연구는 없다. 불평등 인식을 독립변수로 다룬 기존 연구에서도 내생성 이슈를 다룬 연구는 희박하다.4) 앞서 주관적 사회지위가 높은 사람일수록 불평등을 덜 심각하게 인식할 것이라고 예상했지만, 이때 역의 인과관계(reverse causality)를 완전히 배제할 수는 없다. 즉, 불평등을 심각하게 인식하지 않는 사람일수록 자신의 사회지위를 더욱 긍정적으로 생각할 수도 있다는 것이다.

3) 연구가설

이상의 논의를 바탕으로 이 연구는 청년의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향에 관한 다음과 같은 가설을 세우고 이를 검증함으로써 기존 연구를 보완하고자 한다. 가설 1은 앞에서 논의한 대로 각각의 지위가 높을수록 불평등의 심각성 인식이 낮을 것이라는 예측을 토대로 한다. 가설 2는 가설 1에서 검증한 세 변수 사이의 차별적인 영향력을 확인하는 것이다. 이와 관련하여, 황선재, 계봉오(2018)는 주관적 계층의식 변수를 분석모델에 포함할 때 객관적 소득수준 변수의 효과가 사라진다는 것을 보여주면서, 이러한 결과는 소득수준 변수의 효과가 주관적 인식 변수에 의해 상당 부분 매개되기 때문이라고 해석했다. 이에 따르면, 주관적 사회지위의 영향력이 객관적 지위의 영향력보다 크다고 예상할 수 있는데, 가설 2는 이를 확인하고자 하는 것이다. 가설 2를 보완하는 가설 2-1은 앞서 논의한 주관적 인식 관련 변수 사이의 내생성 문제에 대처하는 도구 변수를 사용한 회귀분석에서는 주관적 사회지위의 영향력이 어느 정도 유의한 것인지 검증하려는 것이다. 마지막으로, 가설 3은 주관적 사회지위의 영향력이 크다는 전제 아래 이러한 영향력이 특정한 불평등 인식 영역에 국한되는 것인지 아니면 매우 폭넓게 나타나는 현상인지를 확인하려는 것이다. 이와 관련하여, 강우진(2020)은 교육기회 균등 인식에는 객관적 지위보다 주관적 지위가 큰 영향을 끼쳤지만, 취업기회 균등이나 고용기회 균등에는 그렇지 않았다는 결과를 보여주었다.

  • ∙ 가설 1: 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 자신의 주관적 사회지위 각각에서 그 지위가 높을수록 불평등을 덜 심각하게 인식할 것이다.
  • ∙ 가설 2: 자신의 주관적 사회지위는 15세 무렵 부모의 사회지위나 현재의 객관적 소득지위의 영향보다 불평등 인식에 더욱 큰 영향을 미칠 것이다.
  • ∙ 가설 2-1: 자신의 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성을 통제한 분석에서도 불평등 인식에 미치는 주관적 사회지위의 영향력은 일정하게 유의할 것이다.
  • ∙ 가설 3: 자신의 주관적 사회지위가 불평등 인식에 미치는 큰 영향력은 특정한 불평등 인식 영역에 국한되지 않고 폭넓은 영역에서 보편적으로 관찰될 것이다.

3. 연구자료와 연구방법
1) 연구자료와 분석대상

이 연구는 2020년 7월 기준 만 20~39세인 서울 거주 청년 1,000명을 대상으로 실시된 ‘서울 청년 불평등 인식조사’를 원자료로 사용했다. 이 인식조사는 서울연구원이 전문조사기관에 의뢰하여 2020년 3월 주민등록인구 통계를 기준으로 서울시 5개 권역(도심권, 서북권, 서남권, 동북권, 동남권)별, 성별 및 연령 구성 비율에 따른 비례적 층화 표본추출 방식을 사용한 온라인 조사로 진행되었다.5) 이 인식조사는 청년과 불평등을 종합적으로 이해하는 기초연구 자료를 확보할 목적으로 수행되었으며, 조사 문항은 크게 한국사회 일반과 청년세대 내부의 불평등 인식, 사회경제적 지위와 성취 인식, 불평등의 세습과 고착화 인식을 묻는 것으로 구성되어 있다.

‘서울 청년 불평등 인식조사’의 응답자 특성을 살펴보면, 총 1,000명 중 남성이 49.2%, 여성은 50.8%이었으며, 연령대별로는 20대가 49.5%, 30대가 50.5%였다. 학력별(입학기준)로는 4년제 대학이 62.7%로 가장 많았으며, 2·3년제 대학은 15.8%, 대학원 이상은 13.1%, 고등학교 이하는 8.4%였다. 혼인상태는 미혼 또는 비혼이 79.4%로 가장 많았고, 기혼 18.6%, 동거 1.8% 등의 순이었다. 연령대별 혼인상태를 살펴보면, 20대는 미혼 또는 비혼 비율이 94.7%였고, 30대는 64.4%였다. 마지막으로, 경제활동 중인 응답자는 59.5%, 취업 준비나 구직 중은 19.2%, 학업 중은 15.2%였다. 연령대별 경제활동 참가율은 20대가 39.4%, 30대는 79.2%였다.

2) 분석변수
(1) 종속변수: 불평등 인식

종속변수인 불평등 인식은 크게 세 그룹으로 나눌 수 있다. 첫째 그룹은 한국사회 일반의 불평등 인식으로, 소득 불평등, 자산 불평등, 교육 불평등, 고용 불평등, 주거 불평등, 가족형성 불평등, 지난 10년의 사회경제적 불평등, 향후 10년의 사회경제적 불평등을 포함한다.6) 두 번째 그룹은 청년세대 내부의 불평등 인식으로, 소득 불평등, 자산 불평등, 교육 불평등, 고용 불평등, 주거 불평등, 가족형성 불평등, 지난 10년의 사회경제적 불평등, 향후 10년의 사회경제적 불평등, 취업 기회 불평등, 교육 기회 불평등을 포괄한다. 마지막 그룹은 불평등의 세습과 고착화 인식으로 부모 지위의 대물림 현상, 부모 지위가 교육에 미치는 영향, 부모 지위가 취업과 승진에 미치는 영향, 지금 세대의 사회경제적 지위 향상 가능성, 자식 세대의 사회경제적 지위 향상 가능성을 아우른다.

<표 2>는 종속변수 관련 문항과 기술통계를 보여준다. 한국사회 일반의 불평등 인식 영역에서는 ‘자산 불평등 심각’의 평균이 4.48점으로 가장 높았고, ‘가족형성 불평등 심각’의 평균은 3.58점으로 가장 낮았다. 청년세대 내부의 불평등 인식 영역에서는 ‘청년 자산 불평등 심각’의 평균이 4.10점으로 가장 높았고, ‘청년 교육 기회 불평등도’의 평균이 3.19점으로 가장 낮았다. 불평등의 세습과 고착화 인식 영역에서는 5점 척도 변수 가운데 ‘부모 지위 교육 영향력’의 평균이 4.53점으로 가장 높았고, 4점 척도 변수 가운데 ‘자녀 지위 상승 가능성 낮음’의 평균이 ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’의 평균보다 다소 높았다.

<표 2> 
종속변수 개요와 기술통계
그룹 종속변수 관련 문항 척도 평균 표준편차
한국사회
일반의
불평등
인식
소득 불평등 심각 귀하는 오늘날 한국사회에서 다음 각각의 불평등이 얼마나 심각하다고 생각하십니까? 5점 척도a) 4.24 0.78
자산 불평등 심각 4.48 0.78
교육 불평등 심각 3.68 1.02
고용 불평등 심각 4.02 0.86
주거 불평등 심각 4.28 0.84
가족형성 불평등 심각 3.58 0.96
지난 10년 불평등 심각 지난 10년간 한국사회 일반의 사회경제적 불평등이 더욱 심각해졌다고 생각하십니까? 5점 척도b) 4.29 0.80
향후 10년 불평등 심각 향후 10년간 한국사회 일반의 사회경제적 불평등이 더욱 심각해질 것이라고 생각하십니까? 5점 척도b) 4.31 0.80
청년세대
내부의
불평등
인식
청년 소득 불평등 심각 귀하는 오늘날 청년세대 내부의 다음과 같은 각각의 불평등이 얼마나 심각하다고 생각하십니까? 5점 척도b) 3.85 0.86
청년 자산 불평등 심각 4.10 0.86
청년 교육 불평등 심각 3.43 1.02
청년 고용 불평등 심각 3.90 0.88
청년 주거 불평등 심각 3.96 0.93
청년 가족형성 불평등 심각 3.58 0.98
지난 10년 청년 불평등 심각 지난 10년간 청년세대 내부의 사회경제적 불평등이 더욱 심각해졌다고 생각하십니까? 5점 척도b) 3.96 0.90
향후 10년 청년 불평등 심각 향후 10년간 청년세대 내부의 사회경제적 불평등이 더욱 심각해질 것이라고 생각하십니까? 5점 척도b) 4.03 0.91
청년 취업 기회 불평등도 귀하는 오늘날 청년의 취업 기회가 어느 정도 평등 또는 불평등하다고 생각하는지 말씀해 주십시오. 5점 척도c) 3.79 0.95
청년 교육 기회 불평등도 귀하는 오늘날 청년의 교육 기회가 어느 정도 평등 또는 불평등하다고 생각하는지 말씀해 주십시오. 5점 척도c) 3.19 1.03
불평등의
세습과
고착화
인식
부모 지위 대물림 심각 귀하는 한국사회에서 부모의 사회경제적 지위가 자녀에게 대물림되는 현상이 얼마나 심각하다고 생각하십니까? 5점 척도a) 4.38 0.84
부모 지위 교육 영향력 귀하는 한국사회에서 부모의 사회경제적 지위가 자녀의 교육에 영향을 끼친다고 생각하십니까? 5점 척도b) 4.53 0.77
부모 지위 취업 영향력 귀하는 한국사회에서 부모의 사회경제적 지위가 자녀의 취업이나 승진에 영향을 끼친다고 생각하십니까? 5점 척도b) 4.22 0.90
본인 지위 상승 가능성 낮음 한국사회에서 노력한다면 개인의 사회경제적 지위가 높아질 가능성은 어느 정도라고 생각하십니까? 4점 척도d) 2.89 0.77
자녀 지위 상승 가능성 낮음 한국사회에서 현재 자신의 세대보다 자식세대의 사회경제적 지위가 높아질 가능성은 어느 정도라고 생각하십니까? 4점 척도d) 2.94 0.78
주: a) ①전혀 심각하지 않다, ②별로 심각하지 않다, ③보통이다, ④약간 심각하다, ⑤매우 심각하다. b) ①전혀 그렇지 않다, ②별로 그렇지 않다, ③보통이다, ④약간 그렇다, ⑤매우 그렇다. c) ①매우 평등하다, ②약간 평등하다, ③그저 그렇다, ④약간 불평등하다, ⑤매우 불평등하다. d) ①매우 높다, ②비교적 높다, ③비교적 낮다, ④매우 낮다.
자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.

(2) 독립변수: 사회경제적 지위

독립변수인 사회경제적 지위는 성장기 시절 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 자신의 주관적 사회지위 세 가지로 구분할 수 있다. 첫째, 성장기 시절 부모의 사회지위는 응답자가 15세(중학교 3학년) 무렵일 때 부모의 주된 직업과 부모의 교육 수준을 바탕으로 사회지위를 측정하였다. 먼저 아버지와 어머니 각각의 직업과 교육 수준에 각각의 점수를 부여했다. 직업의 경우 한국사회과학조사(2016) 자료에 기초한 계봉오, 황선재(2017)의 직업 위세 측정에 기초하여 직업점수를 구했다. 0에서 100의 값을 갖는 최근 직업 위세 점수와 견주어 관리자는 80점대 이상, 전문가 및 준 전문가는 70점대, 사무종사자와 군인/공무원은 50~60점대, 농림어업 종사자, 서비스종사자, 판매종사자, 숙련기능직 종사자는 30~40점대, 반숙련기능직 종사자와 단순직 종사자는 10~20점대에 속하는 것으로 파악할 수 있다. 이러한 위계에 따라 관리자에 5점을 부여하고 1점씩 낮춘 점수를 부여하다가 반숙련기능직 및 단순직 종사자에는 1점, 퇴직/무직 및 전업주부에게는 0.5점을 부여했다.7) 교육 수준의 경우 정규 교육 과정의 졸업을 기준으로 교육년수로 환산한 점수를 이용했다(받지 않았음 0점, 초등학교 졸업 6점, 중학교 졸업 9점, 고등학교 졸업 12점, 2·3년제 대학교 졸업 14.5점, 4년제 대학교 졸업 16점, 대학원 석사과정 졸업 18점, 대학원 박사과정 졸업 22점). 최종적으로 15세 무렵 부모의 사회지위 점수는 아버지와 어머니 각각의 직업 및 교육 점수를 표준화한 다음 전체의 평균을 구하고 이를 다시 표준화하였다.

둘째, 현재의 객관적 소득지위를 구하기 위해 세전 월평균 가구 총소득을 각 가구원의 소득으로 전환한 균등화 개인소득을 사용했다.8) 이를 위해 100만 원 이하부터 1,001만 원 이상까지 모두 19개의 소득 구간이 제시된 문항을 이용했는데, 1,001만 원 이상 구간은 1,050만 원, 그 밖의 구간에서는 구간의 중간값을 가구소득으로 간주했다. 가구소득을 가구원 수의 효과를 통제하는 균등화 처리를 할 때 널리 사용하는 것은 경제협력개발기구(OECD) 제곱근 지수 방법이다. 이는 가구소득을 가구원 수의 제곱근으로 나누는 것인데, 객관적 소득지위 점수는 이렇게 산출된 균등화 개인소득을 표준화하였다.

셋째, 현재 자신의 주관적 사회지위는 “한국사회의 최하층을 1로 하고 최상층을 10으로 한다면 귀하는 현재 어디에 속한다고 생각하십니까?”라는 문항을 이용했다. 응답자는 1에서 10 사이의 값을 선택하는데, 이로 표현된 주관적 지위 점수를 표준화했다. 이러한 표준화를 거치지 않고 이들 세 변수의 원래 단위의 값을 사용한 회귀분석에서 얻을 수 있는 비표준화된 계수로는 이들 변수의 영향력 크기를 직접 비교할 수 없다. 따라서 이들 각각을 표준편차를 1로 하고 평균을 0으로 하는 표준화를 함으로써 평균과 표준편차가 서로 다른 변수들을 같은 평균과 같은 표준편차를 갖는 변수들로 만들어 설명 변수의 상대적 중요성을 직접 비교할 수 있도록 하였다.9)

한편, 이 세 독립변수 사이에 다중공선성(multicollinearity)이 존재하면 이 세 변수를 동시에 고려하는 회귀분석은 신뢰할 수 있는 결과를 산출할 수 없으므로 미리 이 문제를 점검할 필요가 있다. <표 3>은 이 세 변수 사이에 각각 유의한 상관관계가 있음을 나타내지만, 그 강도가 매우 센 것은 아니어서 다중공선성 우려에서 벗어날 수 있음을 보여준다. 이는 분산팽창요인(VIF)을 추정했을 때도 분명히 확인된다.10)

<표 3> 
독립변수 사이의 상관관계
15세 무렵
부모의 사회지위
현재의
객관적 소득지위
자신의
주관적 사회지위
15세 무렵 부모의 사회지위 1
현재의 객관적 소득지위 0.208*** 1
자신의 주관적 사회지위 0.357*** 0.370*** 1
*** p<0.001
주: 표의 값은 피어슨 상관계수(Pearson's correlation coefficient)임.
자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.

3) 분석 방법

이 연구는 청년의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 어떤 영향을 끼치는지를 주된 분석대상으로 하고 있다. 따라서 청년의 불평등 인식을 나타내는 주요 항목을 종속변수로 하고, 사회경제적 지위를 독립변수로 하는 다중선형 회귀분석(Multiple Linear Regression)을 실시하였다. 이에 덧붙여, 도구 변수(instrumental variable)를 이용한 2단계 최소제곱법(2SLS, Two-stage Least Squares)도 분석에 사용하였다.11)

독립변수 중 15세 무렵 부모의 사회지위나 현재의 객관적 소득지위와 달리 자신의 주관적 사회지위는 종속변수인 불평등 인식과의 관계에서 내생성 문제가 제기될 수 있다. 불평등 인식이 15세 무렵 부모의 사회지위나 객관적 소득지위를 규정하기란 불가능하지만, 자신의 주관적 사회지위에 영향을 끼칠 가능성은 완전히 배제하기 어렵기 때문이다. 앞서 살펴본 귀인이론에 따르면, 주관적 사회지위가 낮은 사람의 불평등 인식 수준이 높을 수 있는데, 이는 반대로 불평등 인식 수준이 높은 사람이 낮은 주관적 사회지위를 지닐 가능성이 크다고 볼 수도 있다.

이러한 내생성 문제를 해결하기 위해서는 독립변수와는 밀접한 관련이 있으나 오차항과는 관계가 없는 도구 변수를 이용해야 한다. 하지만 적절한 도구 변수를 찾는 것이 쉬운 일은 아니다.12) 이 연구에서는 해당 관측치와 인접한 공간적 차원의 특성을 유의미한 도구 변수로 제안한 Dustmann & Preston(2001)의 접근법을 활용하였다. 예를 들어, Kuhn(2019)은 개인의 불평등 인식의 도구 변수로 그 불평등 인식의 지역 평균값을 사용하였다. 이 연구도 주관적 사회지위의 도구 변수로 응답자 거주지역인 서울시의 25개 자치구별 주관적 사회지위의 평균값을 사용하였다.13) 이러한 판단은 이 도구 변수가 해당 개인의 주관적 사회지위와는 밀접한 관련을 맺지만, 그 개인의 불평등 인식은 이 도구 변수에 영향을 미치기 어려울 것이라는 가정을 기초로 한다.


4. 분석 결과
1) 사회경제적 지위와 불평등 인식의 상관관계

사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향을 고찰하는 회귀분석 결과를 제시하기에 앞서 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 자신의 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이에 어떤 상관관계가 있는지를 직관적으로 살펴본다.

<그림 1>은 이러한 사회경제적 지위와 한국사회 일반의 불평등 인식 사이의 관계를 보여준다. 그림의 가로축은 사회지위 또는 소득지위를 5분위수로 구분한 1분위부터 5분위까지의 그룹이고, 세로축은 ‘약간 심각하다’와 ‘매우 심각하다’ 또는 ‘약간 그렇다’와 ‘매우 그렇다’라는 응답을 각각 합한 것의 백분율이다. 사회경제적 지위와 무관하게 6개의 개별 불평등 영역을 전체적으로 살펴보면, 자산 불평등의 심각성 인식이 가장 두드러지고, 주거 불평등과 소득 불평등의 심각성이 그 뒤를 따른다(<표 2>의 평균값 참조). 지난 10년과 향후 10년의 사회경제적 불평등의 심각성 인식도 매우 높은 수준으로 나타난다. 전체적으로 보면, 사회경제적 지위가 높을수록 한국사회 일반의 불평등에 관한 심각성 인식이 낮아지는 것으로 드러나는데, 이는 가설 1을 뒷받침한다. 하지만 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수 사이의 일정한 차이도 발견된다. 예를 들어, 자산 불평등의 심각성 인식은 15세 무렵 부모의 사회지위가 높을수록 하락하는 경향을 보이다가 최상층인 5분위 그룹에서 다소 증가하고, 객관적 소득지위의 영향은 2분위 그룹에서 정점을 보이다가 점차 하락하며, 주관적 사회지위의 영향은 거꾸로 된 ‘W’자 모양으로 다소 불규칙하다.


<그림 1> 
사회경제적 지위와 한국사회 일반의 불평등 인식

주: 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, ● 자신의 주관적 사회지위.자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.



<그림 2>는 사회경제적 지위와 청년세대 내부의 불평등 인식 사이의 관계를 나타낸다. 그림의 가로축은 사회지위 또는 소득지위의 1분위부터 5분위까지의 그룹이고, 세로축은 ‘약간 심각하다’와 ‘매우 심각하다’, ‘약간 그렇다’와 ‘매우 그렇다’, 또는 ‘약간 불평등하다’와 ‘매우 불평등하다’라는 응답을 각각 합한 것의 백분율이다. <그림 1>과 직접 비교할 수 있는 불평등 인식 분야를 전체적으로 살펴보면, 가족형성 불평등을 제외하면 전체적으로 청년세대 내부의 불평등 심각성 인식이 한국사회 일반의 불평등 심각성보다 다소 덜한 것으로 나타난다(<표 2>의 평균값 참조). 즉, 청년은 평균적으로 자신 세대 내부의 불평등이 한국사회 일반의 불평등보다 다소 덜 심각하다고 느낀다. 다만, 가족형성 불평등의 심각성 인식은 한국사회 일반과 청년세대 내부 사이에 거의 차이가 없는데, 이는 결혼이나 출산 등의 가족형성 문제가 한국사회 일반의 문제이자 청년세대 내부의 문제이기도 하다는 점에서 당연한 측면이 있다.


<그림 2> 
사회경제적 지위와 청년세대 내부의 불평등 인식

주: 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, ● 자신의 주관적 사회지위.자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.



6개의 개별 불평등 영역을 살펴보면, 자산 불평등의 심각성 인식이 역시 가장 두드러지고, 주거 불평등과 고용 불평등의 심각성이 그 뒤를 따른다(<표 2>의 평균값 참조). 이는 <그림 1>에서의 순위와 다소 다른 결과인데, 청년이 자신 세대 내부의 불평등 가운데 고용 불평등을 상대적으로 좀 더 심각하게 느낀다는 점을 알 수 있다. 이는 1분위 그룹의 인식에서도 잘 드러난다. 사회경제적 지위를 나타내는 세 변수를 묶어서 볼 때 이 그룹은 한국사회 일반의 불평등 심각성을 자산-소득-주거-고용 불평등 순서로 인식하였지만, 청년세대 내부의 불평등 심각성은 자산-고용-소득-주거 불평등 순서로 인식하였다. <그림 1>과 마찬가지로 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수 사이에 일정한 차이가 나타나지만, 사회경제적 지위가 높을수록 청년세대 내부의 불평등에 관한 심각성 인식이 대체로 낮아지는 현상은 가설 1을 지지하는 결과라고 할 수 있다.

한편, <그림 2>에서는 청년의 취업 기회 및 교육 기회 불평등의 정도에 관한 인식을 살펴볼 수 있다. 취업 기회의 불평등 수준이 교육 기회의 불평등 수준보다 훨씬 높게 인식되는 것으로 드러난다. 이 교육 기회의 불평등 수준은 전체 불평등 인식 영역 가운데 가장 덜 심각한 것으로 인식되지만, 사회경제적 지위에 따른 불평등 인식의 격차는 여전히 뚜렷하게 존재한다.

<그림 3>은 사회경제적 지위와 불평등의 세습과 고착화에 관한 인식을 보여준다. 그림의 가로축은 사회지위 또는 소득지위의 1분위부터 5분위까지의 그룹이고, 세로축은 ‘약간 심각하다’와 ‘매우 심각하다’, ‘약간 그렇다’와 ‘매우 그렇다’ 또는 ‘비교적 낮다’와 ‘매우 낮다’라는 응답을 각각 합한 것의 백분율이다. 청년은 전반적으로 부모의 사회경제적 지위가 자녀에게 대물림되는 현상이 매우 심각하다고 생각하는데, 부모의 지위가 자녀 교육에 미치는 영향력은 이보다 더욱 크다고 인식할 뿐 아니라 사회경제적 지위 사이의 격차가 다른 불평등 인식 영역과 달리 뚜렷하게 나타나지 않는다. 한 가지 흥미로운 점은 ‘부모 지위 교육 영향력’과 ‘부모 지위 취업 영향력’ 두 변수에서 15세 무렵 부모의 사회지위나 주관적 사회지위에 따른 차이와 달리 객관적 소득지위의 차이가 다른 양상을 보여준다는 것이다. 즉, 이 두 변수에서 객관적 소득지위의 중간층인 3분위 그룹의 ‘그렇다’라는 응답은 2, 4, 5분위 그룹보다 적었고, 5분위 그룹의 같은 응답은 1분위 그룹의 응답보다 많았다. 이러한 결과는 사회경제적 지위의 측정 방법과 무관하게 지위가 높을수록 불평등의 심각성 인식이 낮아진다는 가설 1을 부분적으로 지지하지 않는다. 한편, 본인과 자녀의 지위 상승 가능성과 관련한 두 변수에서는 주관적 사회지위 5분위 그룹의 ‘낮다’라는 응답 비율이 15세 무렵 부모의 사회지위나 객관적 소득지위 5분위 그룹의 비율보다 현저하게 낮게 나타난다.


<그림 3> 
사회경제적 지위와 불평등의 세습과 고착화 인식

주: 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, ● 자신의 주관적 사회지위.자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.



<그림 4>는 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수의 1분위 그룹과 5분위 그룹 사이의 불평등 인식 격차가 어느 정도인지를 보여준다. 막대그래프의 높이인 세로축은 앞의 <그림 1>, <그림 2>, <그림 3>에서 보여준 1분위 그룹의 응답 백분율에서 5분위 그룹의 응답 백분율을 뺀 것으로, 음(-)의 값은 5분위 그룹의 응답이 1분위 그룹의 응답보다 많다는 것을 의미한다. 세 독립변수 중 1분위 그룹과 5분위 그룹 사이의 인식 격차가 가장 두드러지게 나타나는 것은 주관적 사회지위 변수이고, 객관적 소득지위 변수는 부모의 사회지위 변수보다 대체로 격차가 작게 나타난다. 한국사회 일반의 불평등 인식 중에서는 ‘고용 불평등 심각’에서 주관적 사회지위에 따른 격차가 26.00%p로 가장 컸고, ‘교육 불평등 심각’에서는 23.13%p였다. 부모 사회지위에 따른 격차는 ‘소득 불평등 심각’에서 15.73%p로 가장 컸고, 객관적 소득지위에 따른 격차는 ‘고용 불평등 심각’에서 20.40%p로 가장 컸다. 청년세대 내부의 불평등 인식 중에서는 ‘청년 소득 불평등 심각’에서 주관적 사회지위에 따른 격차가 26.49%p로 가장 컸고, ‘청년 교육 불평등 심각’에서는 21.28%p였다. 부모 사회지위에 따른 격차는 ‘청년 교육 불평등 심각’에서 12.89%p로 가장 컸고, 객관적 소득지위에 따른 격차는 ‘청년 고용 불평등 심각’에서 11.56%p로 가장 컸다. 마지막으로, 불평등의 세습과 고착화 인식 중에서는 ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’에서 주관적 사회지위에 따른 격차가 29.37%p로 가장 컸고, ‘자녀 지위 상승 가능성 낮음’에서는 19.40%p였다. 부모 사회지위에 따른 격차는 ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’에서 19.31%p로 가장 컸고, 객관적 소득지위에 따른 격차 역시 ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’에서 10.25%p로 가장 컸다.


<그림 4> 
1분위와 5분위 그룹 사이의 불평등 인식 격차

자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.



한편, ‘부모 지위 교육 영향력’과 ‘부모 지위 취업 영향력’에서는 객관적 소득지위의 5분위 그룹의 응답이 1분위 그룹의 응답보다 많아 음(-)의 값을 보여준다. 이는 교육과 취업에서 부모 지위의 영향력이 크게 발휘된다는 사실을 고소득층 그룹이 저소득층 그룹보다 직간접적으로 더 많이 경험하고 인식했기 때문이라고 추정할 수 있다. 반면, 주관적 사회지위에서는 상위그룹으로 갈수록 부모 지위의 영향력을 낮게 평가하는 경향이 나타났다. 이는 자신이 이룬 지위의 성취가 부모의 지위보다는 자신의 노력에 의한 것이라는 인식의 영향을 받은 것으로 볼 수 있다. 한편, 교육보다 취업에서 이러한 경향이 더욱 두드러지게 나타난 것은 취업 성공을 통한 지위 상승에서 취업에 대한 부모의 직접적인 지원은 교육에 대한 직접적인 지원보다 경험적으로 훨씬 적다는 사실과 관련이 있는 것으로 보인다.

2) 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향 분석

<표 4>는 불평등 인식과 관련한 여러 영역을 종속변수로 두고, 사회경제적 지위를 나타내는 세 지표를 독립변수로 하는 회귀분석 결과를 보여준다. 분석 방법은 앞서 설명한 대로 OLS(Ordinary Least Squares)를 기본으로 하고 도구 변수를 사용한 2SLS도 함께 사용하였다. 그리고 통제변수로는 성별, 연령대, 배우자 유무, 경제활동 유무, 교육 수준을 사용하였다. 성별은 남성 0점, 여성 1점을 부여하였고, 연령대는 20대 0점, 30대 1점을 부여했으며,14) 배우자 있음은 1점, 나머지는 0점을 부여하였다. 그리고 경제활동 중은 1점, 나머지는 0점을 부여하였고, 교육 수준의 경우 앞서 부모의 교육 수준 측정과 마찬가지로 정규 교육 과정의 졸업을 기준으로 교육년수로 환산한 점수를 이용했다.

<표 4> 
회귀분석 결과
(a) 사회경제적 지위와 한국사회 일반의 불평등 인식
종속변수 소득 불평등 심각 자산 불평등 심각 교육 불평등 심각 고용 불평등 심각
OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS
부모의 지위 -0.066* 0.019 -0.048+ 0.027 -0.059+ -0.005 -0.030 0.071
객관적 지위 -0.035 0.067 -0.032 0.057 -0.024 0.041 -0.054+ 0.067
주관적 지위 -0.138*** -0.472* -0.103*** -0.394* -0.153*** -0.362 -0.156*** -0.550**
R2 0.082 . 0.070 . 0.059 . 0.099 .
N 1,000 1,000 1,000 1,000
종속변수 주거 불평등 심각 가족형성 불평등 심각 지난 10년 불평등 심각 향후 10년 불평등 심각
OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS
부모의 지위 -0.021 0.028 0.033 0.024 0.013 0.077 -0.021 -0.015
객관적 지위 -0.010 0.049 -0.005 -0.015 -0.009 0.068 0.020 0.027
주관적 지위 -0.157*** -0.350+ -0.141*** -0.106 -0.130*** -0.380* -0.107*** -0.129
R2 0.102 . 0.036 . 0.048 . 0.031 .
N 1,000 1,000 1,000 1,000
   
(b) 사회경제적 지위와 청년세대 내부의 불평등 인식
종속변수 청년 소득 불평등 심각 청년 자산 불평등 심각 청년 교육 불평등 심각 청년 고용 불평등 심각 청년 주거 불평등 심각
OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS
부모의 지위 -0.051+ 0.012 -0.035 -0.041 -0.097** -0.036 -0.073* 0.013 -0.032 -0.019
객관적 지위 -0.023 0.053 -0.013 -0.021 -0.055 0.018 -0.045 0.058 -0.023 -0.007
주관적 지위 -0.170*** -0.418* -0.124*** -0.100 -0.124*** -0.361 -0.116*** -0.451* -0.123*** -0.173
R2 0.088 . 0.052 . 0.064 . 0.081 . 0.072 .
N 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000
종속변수 청년 가족형성 불평등
심각
지난 10년 청년 불평등
심각
향후 10년 청년 불평등
심각
청년 취업 기회
불평등도
청년 교육 기회
불평등도
OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS
부모의 지위 0.002 -0.038 -0.003 -0.010 -0.013 0.014 0.006 0.032 -0.074* 0.036
객관적 지위 -0.034 -0.082 -0.025 -0.034 0.003 0.035 -0.026 0.004 -0.043 0.094
주관적 지위 -0.118*** 0.038 -0.061+ -0.032 -0.112*** -0.218 -0.108** -0.209 -0.091* -0.541*
R2 0.054 . 0.035 . 0.041 . 0.045 . 0.046 .
N 1,000 1,000 1,000 969 971
   
(c) 사회경제적 지위와 불평등의 세습과 고착화 인식
종속변수 부모 지위 대물림 심각 부모 지위 교육 영향력 부모 지위 취업 영향력 본인 지위 상승 가능성 자녀 지위 상승 가능성
OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS OLS 2SLS
부모의 지위 -0.060* 0.014 -0.034 0.050 -0.054+ 0.047 -0.076** -0.004 -0.031 -0.026
객관적 지위 0.013 0.102 0.045+ 0.146 0.068* 0.189* 0.026 0.112+ 0.026 0.031
주관적 지위 -0.157*** -0.449* -0.091*** -0.419* -0.136*** -0.532* -0.176*** -0.457* -0.128*** -0.145
R2 0.083 . 0.052 . 0.056 . 0.075 . 0.046 .
N 1,000 1,000 1,000 943 868
+p<0.1 *p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
주: 독립변수는 표준오차를 제외하고 추정계수만을 보고함. 통제변수로 성별, 연령대, 배우자 유무, 경제활동 유무, 교육 수준을 사용하였고, 추정계수는 보고를 생략함. OLS와 달리 2SLS의 R2는 통계적 의미가 없으므로 보고를 생략함.
자료: ‘서울 청년 불평등 인식조사’ 원자료.

먼저 OLS 결과를 살펴보면, 세 독립변수 중 주관적 사회지위가 불평등 인식에 가장 뚜렷한 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 이러한 결과는 통제변수와 함께 각각의 독립변수 하나씩만을 포함하는 모델의 분석으로도 알 수 있다.15) 15세 무렵 부모의 사회지위 모델에서는 이 변수의 영향력이 16개 종속변수에서 5% 수준에서 통계적으로 유의하였고, ‘가족형성 불평등 심각’, ‘지난 10년 불평등 심각’, ‘향후 10년 불평등 심각’, ‘청년 가족형성 불평등 심각’, ‘지난 10년 청년 불평등 심각’, ‘향후 10년 청년 불평등 심각’, ‘청년 취업 기회 불평등도’ 등의 7개 변수에서는 유의하지 않았다. 객관적 소득지위 모델에서는 이 변수의 영향력이 16개 종속변수에서 5% 수준에서 유의하였고, ‘가족형성 불평등 심각’, ‘향후 10년 불평등 심각’, ‘지난 10년 청년 불평등 심각’, ‘향후 10년 청년 불평등 심각’, ‘부모 지위 교육 영향력’, ‘부모 지위 취업 영향력’, ‘자녀 지위 상승 가능성 낮음’ 등의 7개 변수에서는 유의하지 않았다. 반면, 주관적 사회지위 모델에서는 이 변수가 23개 모든 종속변수에 대부분 0.1% 수준의 유의한 영향을 끼쳤으며, R2의 차이로 확인할 수 있는 이 변수의 설명력도 나머지 두 변수의 설명력보다 월등히 높았다. 이는 자신의 주관적 사회지위가 15세 무렵 부모의 사회지위나 객관적 소득지위의 영향보다 불평등 인식에 더욱 큰 영향을 미친다는 가설 2를 뒷받침한다.

그리고 세 독립변수가 모두 포함된 <표 4>에서 자신의 주관적 사회지위는 전체 23개 종속변수 중 ‘지난 10년 청년 불평등 심각’에서만 p값(p-value)이 0.059로 유의수준 5%를 약간 벗어났을 뿐 나머지 22개 종속변수 모두에는 5% 유의수준에서 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 15세 무렵 부모의 사회지위 영향력은 ‘소득 불평등 심각’, ‘청년 교육 불평등 심각’, ‘청년 고용 불평등 심각’, ‘청년 교육 기회 불평등도’, ‘부모 지위 대물림 심각’, ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’ 등 6개의 종속변수에서만 5% 유의수준에서 유의하였다. 객관적 소득지위의 영향력은 ‘부모 지위 취업 영향력’에서만 5% 유의수준에서 유의하였는데, 유의한 계수 가운데 유일하게 양(+)의 값을 갖는다. 즉, 객관적 소득지위가 높을수록 부모 지위의 취업 영향력이 크다고 인식한다는 것이다. 이는 앞의 <그림 3>에서도 유추할 수 있다. 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수가 함께 포함된 모델의 분석이 보여준 이러한 결과는 불평등 인식에 미치는 주관적 사회지위의 영향력이 부모의 사회지위나 객관적 소득지위의 영향력을 압도할 뿐만 아니라 그 영향력이 대부분의 불평등 인식 영역에서 폭넓게 보편적으로 관찰된다는 가설 3을 뒷받침한다.

한편, 15세 무렵 부모의 사회지위와 객관적 소득지위 두 독립변수만을 포함한 모델을 분석하여 이 두 변수의 영향력 크기를 비교하면, 한국사회 일반이나 청년세대 내부의 불평등 인식 영역에서는 두 변수의 영향력이 크게 차이가 나지 않았다. 하지만 불평등의 세습과 고착화 인식 영역에서는 부모의 사회지위의 영향력이 5개 인식 영역 모두에서 5% 유의수준에서 유의했고, 객관적 소득지위의 영향력은 모두 유의하지 않았다.16) 즉, 이는 불평등의 대물림이나 사회이동 관련 인식에서 15세 무렵 부모의 사회지위와 같은 가족 배경이 현재의 소득수준보다 훨씬 더 중요한 역할을 한다는 것을 의미한다.

다음으로 2SLS 결과를 살펴보자. 먼저 <표 5>는 2SLS의 1단계(first-stage) 회귀분석 결과를 보여준다. 주관적 사회지위의 도구 변수로는 앞서 논의한 대로 서울시의 25개 자치구별 주관적 사회지위의 평균값이 사용되었고, 나머지 변수인 부모의 사회지위와 객관적 소득지위, 그리고 통제변수가 회귀분석에 포함되었다. 이 분석에 사용된 도구 변수의 적절성 검증을 위해 F 검정통계량(F-statistic)을 이 표에 보고하였다. Staiger and Stock(1997)에 따르면, 2SLS의 1단계 회귀분석의 F 검정통계량 값이 10 미만일 때 도구 변수의 적절성에 의문이 제기될 수 있다. 여기서는 그 값이 23.80이므로 약한 도구 변수(weak instrument)는 아니라고 할 수 있다.17)

<표 5> 
2SLS의 1단계 회귀분석 결과
종속변수: 주관적 사회지위 계수 표준오차
주관적 사회지위(자치구) 0.332 0.068***
부모의 사회지위 0.236 0.030***
객관적 소득지위 0.287 0.029***
성별 -0.009 0.055
연령대 -0.345 0.068***
배우자 유무 0.285 0.077***
경제활동 유무 -0.031 0.065
교육 수준 0.037 0.016*
R2 0.264
N 1,000
F-statistic 23.80
*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001

<표 4>에 보고된 2SLS의 2단계(second-stage) 결과를 보면, 주관적 사회지위의 영향력은 ‘소득 불평등 심각’, ‘자산 불평등 심각’, ‘고용 불평등 심각’, ‘지난 10년 불평등 심각’, ‘청년 소득 불평등 심각’, ‘청년 고용 불평등 심각’, ‘청년 교육 기회 불평등도’, ‘부모 지위 대물림 심각’, ‘부모 지위 교육 영향력’, ‘부모 지위 취업 영향력’, ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’ 등을 종속변수로 하는 11개 모델에서 5% 유의수준에서 통계적으로 유의하였고, ‘주거 불평등 심각’을 종속변수로 한 모델에서는 10% 유의수준에서 유의하였다. 이러한 결과는 앞의 OLS 분석 결과와 비교하면 유의한 영향력의 범위가 줄어든 것이지만, 내생성을 통제한 분석에서도 주관적 사회지위가 여전히 불평등 인식에 상당한 설명력을 지닌다는 점을 보여줌으로써 가설 2-1을 지지한다고 볼 수 있다.

덧붙여, 주요 결과의 강건성(robustness)을 검증할 목적으로 추가적인 분석을 하였다. 먼저 종속변수를 연속형 변수가 아닌 범주형 변수로 파악하고 순위형 프로빗 모델(Ordered Probit Model)을 이용해 재분석하였다.18) 다음으로 Roodman(2007)의 조건부 혼합과정(CMP, Conditional Mixed-Process) 추정 방법을 이용하여 내생성을 통제하는 분석을 시도하였다.19) 이러한 추가 분석에서 계수의 크기만 다소 변화했을 뿐 주요 결과의 변화는 나타나지 않았다. 덧붙여, 객관적 소득지위의 지표로 사용된 월평균 가구 총소득에 기초한 균등화 개인소득 대신 월평균 개인 근로소득을 사용한 모델과 통제변수 없이 독립변수만 있는 모델의 분석에서도 결과의 큰 차이는 드러나지 않았다.20)


5. 논의 및 결론

이 연구는 2020년 7월 서울에 거주하는 만 20~ 39세 청년 1,000명을 대상으로 실시한 ‘서울 청년 불평등 인식조사’를 바탕으로 청년세대의 사회경제적 지위가 불평등 인식에 미치는 영향을 분석하였다. 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수는 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 현재 자신의 주관적 사회지위이며, 이 세 변수를 하나씩 또는 함께 분석모델에 포함하여 이들이 불평등 인식에 미치는 영향력을 비교 분석하였다. 이는 선행연구와 차별화되는 이 연구의 주요 특징 중 하나이다. 아울러 이 연구는 분석대상이 되는 불평등 인식의 영역을 대폭 확대하여 여러 개별 불평등 영역은 물론 불평등의 세습과 고착화에 관한 인식까지 포괄하였고, 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성을 통제한 분석을 추가함으로써 선행연구의 한계를 보완하고자 하였다.

이 연구의 분석 결과를 종합하고 그 시사점을 정리하면 다음과 같다. 첫째, 사회경제적 지위를 나타내는 세 독립변수인 15세 무렵 부모의 사회지위, 현재의 객관적 소득지위, 그리고 자신의 주관적 사회지위와 종속변수인 불평등 인식 사이의 관계를 일대일로 하나씩 살펴보면, 대체로 그 지위가 높을수록 하게 불평등의 심각성을 덜 느끼는 것으로 나타났다.

하지만 예외도 있었다. 예를 들어, <그림 4>의 불평등 인식 변수 중 ‘부모 지위 교육 영향력’과 ‘부모 지위 취업 영향력’에서는 객관적 소득지위 1분위와 5분위 그룹 사이의 불평등 인식 격차가 음(-)의 값을 나타냈다. 즉, 이들 변수에서 균등화 개인소득이 최상위인 그룹의 부모 지위 영향력 인식이 최하위 그룹보다 높았다. <그림 3>의 이 두 변수에서도 객관적 소득지위에 따른 양상은 부모의 사회지위나 주관적 사회지위에 따른 양상과 일정한 차이가 있었다. 이러한 차이의 원인은 일차적으로 지위의 차이에 따른 불평등 인식의 격차가 주관적 사회지위나 부모의 사회지위보다 객관적 소득지위에서 전반적으로 작거나 불규칙하게 나타나는 현상과 관련이 있는 것으로 보인다.21) 이러한 특징이 교육과 취업에 미치는 부모 지위의 영향력 인식에서 좀 더 두드러지게 나타나는 원인과 관련해서는 추가적인 분석과 논의가 필요하다.22) 다만, 고소득층 그룹은 직간접적인 경험을 통해 교육과 취업에서 부모 지위의 영향력이 크게 발휘된다는 사실을 저소득층 그룹보다 좀 더 분명하게 인식하고 있을 가능성이 커 보인다.

둘째, 사회경제적 지위를 나타내는 세 변수가 불평등 인식에 미치는 영향력을 서로 비교하였을 때 15세 무렵 부모의 사회지위나 현재의 객관적 소득지위의 영향력보다 현재 자신의 주관적 사회지위가 더욱 큰 영향력을 미치는 것으로 나타났다. 세 독립변수 중 하나의 변수만 포함된 모델 사이의 비교 분석은 물론 세 변수가 함께 포함된 모델의 분석도 같은 결과를 보여주었다. 또한, 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성을 통제한 분석도 주관적 사회지위가 불평등 인식에 미치는 영향력이 상당한 범위에서 유의함을 드러냈다. 이러한 결과는 객관적 소득지위가 불평등 인식을 규정하는 데 결정적인 역할을 할 수 있다는 자기 이익 가설을 지지하지 않는 것이고,23) 주관적 사회지위가 불평등 인식과 매우 밀접한 관련을 맺는다는 귀인이론을 지지하는 것이다.

한편, 세 독립변수 중 하나의 변수만 포함된 모델 사이의 비교에서 부모의 사회지위 또는 객관적 소득지위는 주관적 사회지위의 영향력 크기에는 미치지 못하나 상당수가 유의한 영향을 미쳤는데, 세 변수가 함께 포함된 모델에서는 부모의 사회지위와 객관적 소득지위의 계수 크기가 상당히 줄어들면서 유의성이 희박해지거나 사라지는 경향이 나타났다.24) 세 독립변수 사이의 관계는 <표 3>의 상관관계 분석을 통해 일정한 유추가 가능하지만, <표 4>의 분석에 쓰인 통제변수를 이용하여 주관적 사회지위를 종속변수로 하고 나머지 두 변수를 독립변수로 하는 회귀분석을 하면 좀 더 많은 정보를 얻을 수 있다. 분석 결과에 따르면, 부모의 사회지위와 객관적 소득지위 변수의 회귀계수 추정치는 0.1% 유의수준에서 유의하며 각각 0.256, 0,307로 나타난다. 즉, 객관적 소득지위 변수의 효과는 부모의 사회지위 변수의 효과보다 좀 더 주관적 사회지위 변수에 의해 매개된다고 할 수 있다.

덧붙여, 15세 무렵 부모의 사회지위와 현재의 객관적 소득지위 두 독립변수만을 포함한 모델에서는 특히 불평등의 세숩과 고착화 인식 영역에서 부모의 사회지위가 객관적 소득지위보다 월등히 큰 영향력을 보여주었다. 하지만 부모의 사회지위는 한 변수 또는 세 변수가 함께 포함된 모델 모두의 비교 분석에서 주관적 사회지위의 영향력을 능가하지 못했다. 이와 관련하여, 부모의 사회지위와 같은 귀속 요인의 중요성이 최근 청년세대의 주관적 인식에 큰 영향을 미친다는 것을 확인한 김영미(2016)의 실증분석 결과를 제한적으로 해석할 필요가 있다. 즉, 부모의 사회지위는 청년세대의 불평등 인식 영역 가운데 최소한 불평등의 세습과 고착화 인식에서 객관적 소득지위보다 더 큰 영향을 미친다고 할 수 있지만, 이것이 주관적 사회지위의 영향력에는 훨씬 미치지 않는다는 것이다.

셋째, 현재 자신의 주관적 사회지위가 불평등 인식에 미치는 큰 영향력은 비록 그 세기에 약간 차이가 있지만 특정한 불평등 인식 영역에만 나타난 것이 아니라 인식 영역 전반에서 관찰되었다. 세 독립변수 중 주관적 사회지위만 포함된 모델로 OLS 회귀분석을 실시하면 이것의 영향력은 23개 불평등 인식 전 영역에서 통계적으로 유의하였고, 세 독립변수가 함께 포함된 모델로 같은 분석을 하면 ‘지난 10년 청년 불평등 심각’을 제외한 22개 불평등 인식 영역에서 주관적 사회지위의 영향력이 유의하였다. 이러한 결과가 시사하는 바는 사회지위와 관련한 주관적 인식이 불평등 인식 전반과 깊은 상관관계를 맺고 있다는 것이다. 이는 앞으로 불평등 인식을 한 축으로 하는 연구에서 주관적 사회지위를 고려해야 할 필요성이 매우 크다는 점을 시사한다.

그리고 이 연구의 분석 결과로부터 도출할 수 있는 정책적 시사점은 크게 두 가지로 요약할 수 있다. 첫째, 이 연구는 같은 청년세대라 할지라도 사회경제적 지위, 특히 주관적 사회지위에 따라 불평등에 대한 인식의 격차가 광범위한 영역에서 상당히 크다는 것을 보여준다. 그런데 이러한 지위에 따른 인식의 격차는 다양한 범위에서 정책에 대한 욕구와 선호의 차이를 가져올 수 있다. 이와 관련하여 김영미(2018)는 불평등 인식 수준이 높을수록 청년지원 정책에 대한 욕구와 선호가 높다는 사실을 발견했다. 따라서 청년을 같은 이해관계와 같은 인식을 지닌 동질적인 집단으로 간주하는 인식에서 벗어나 청년세대 내부의 인식 격차와 정책에 대한 선호와 태도의 차이를 고려한 세심한 정책적 논의와 대응이 필요하다는 것을 알 수 있다. 예를 들어, <그림 3>과 <그림 4>에서 주관적 사회지위는 물론 부모의 사회지위 측면에서도 최상층과 최하층의 가장 큰 인식 격차는 사회이동과 관련된 ‘본인 지위 상승 가능성 낮음’ 변수에서 나타났다. 따라서 주관적 사회지위 및 부모의 사회지위 하위층의 사회이동에 대한 비관적 인식과 전망을 변화시키기 위한 특별한 정책적 대응이 요구된다.

둘째, 이 연구의 주요 발견 중 하나는 여러 사회경제적 지위 중 주관적 사회지위가 광범위한 불평등 인식 영역에 가장 큰 영향을 미친다는 것이다. 그런데 불평등 인식은 정책 선호나 태도의 형성에서 매우 중요한 요소로 평가되고 있으며(김지영 외, 2020; 이충환, 2015; 조정인, 2014; Choi, 2019; Hauser & Norton, 2017), 정책 선호나 태도로 표현되는 여론은 일반적으로 실제 정책에도 상당히 큰 영향을 미친다(Burstein, 2003). 따라서 정책 입안자들은 불평등과 관련된 정책 수립 또는 개선에 있어서 대중이 불평등을 어떻게 인식하는가의 문제를 소홀히 다룰 수 없으며, 이러한 불평등 인식을 파악할 때 주관적 사회지위의 영향 역시 고려할 필요가 있다고 할 수 있다. 그리고 이때 주관적 사회지위가 객관적 소득지위나 일종의 귀속지위로서 이미 주어진 조건인 성장기 시절 부모의 사회지위보다 불평등 인식에 더욱 큰 영향을 끼친다고 한다면 주관적 사회지위에 영향을 미치는 객관적인 사회경제적 요인 바깥의 다양한 사회적, 심리적, 규범적 요소들을 깊이 있게 규명할 필요가 있다. 이러한 규명이 뒷받침된다면 불평등 인식과 선호 및 태도 형성에 대한 이해를 높여 더욱 효과적인 정책 결정에 이를 수 있을 것이다.

이 연구는 후속 연구를 통해 보완되고 발전될 필요가 있다. 첫째, 불평등 인식에 영향을 미칠 수 있는 요인은 이 연구에서 다룬 변수를 제외하더라도 매우 다양할 수 있다. 이러한 변수를 크게 두 축으로 나눠보면, 하나는 개인적 차원과 사회적 차원으로 구분하는 축이고, 다른 하나는 객관적 차원과 주관적 차원으로 구분하는 축이다(황선재, 계봉오, 2018). 이러한 틀에 따르면, 이 연구는 개인적 차원의 변수를 바탕으로 객관적 차원과 주관적 차원의 사회경제적 지위를 통합적으로 분석한 하나의 시도였다. 하지만 앞으로 개별적이고 구체적인 불평등 인식의 결정요인을 탐색하는 후속 연구가 이뤄진다면 앞서 언급한 두 개의 축을 온전히 포괄하는 종합적인 접근법을 취할 필요성이 있다.

둘째, 이 연구에서는 주관적 사회지위와 불평등 인식 사이의 내생성을 고려하여 주관적 사회지위의 도구 변수를 활용한 분석 방법을 추가하였다. 하지만 통계적 경험치를 기준으로 적절한 도구 변수를 사용한 분석이라고 할지라도 이것이 쌍방향 인과관계에 관한 더욱 엄밀한 분석의 필요성을 제거하는 것은 아니다. 그뿐만 아니라 쌍방향 인과관계를 심층적으로 분석하려면 이에 관한 이론적 논의도 풍부하게 뒷받침되어야 한다. 사실 주관적 사회지위 또는 계층의식의 결정요인에 관한 연구는 적지 않다(김원경, 최필선, 2019; 서광민, 2009; 이병훈, 윤정향, 2006; 이용관, 2018; 이은우, 2016; 정윤태, 2018). 기존 연구가 다양한 객관적 요인과 함께 삶의 만족도나 경제생활 위험 인식 등 주관적 인식과 관련한 변수를 고려하기는 했지만, 불평등 인식이 이러한 주관적 지위에 미치는 영향에 관한 연구는 아직 찾기 어려우므로 이 역시 후속 연구의 과제로 남는다.

셋째, 이 연구는 서울 지역과 청년세대에 국한된 연구인데, 이는 이 연구의 강점과 동시에 약점이기도 하다. 서울과 비서울 또는 수도권과 비수도권 거주 청년 사이에 사회경제적 조건의 차이가 있는 것과 마찬가지로 불평등 인식에도 어느 정도의 격차가 있을 수 있으므로 이 분석 결과를 서울을 넘어선 공간으로 일반화하기에는 무리가 있다. 장동호(2011)에 따르면, 거주지역의 경제적 특성이 불평등 관련 인식에도 결정적인 영향을 미친다고 볼 수 있다. 따라서 전국의 청년을 포괄하면서 지역 간 불평등 인식의 격차까지 살펴볼 수 있는 후속 연구가 이루어질 필요성이 있다. 물론 청년세대뿐만 아니라 전 세대를 아우르는 자료를 확보하여 불평등 인식의 세대 간 격차까지 상세히 살펴볼 수 있다면 불평등 연구에 더 많이 기여할 수 있을 것이다. 예를 들어, 김영미(2016)는 기회 불평등 인식의 세대별 비교를 통해 1980년대와 1990년대에 태어난 청년세대의 인식에서 나타난 계층화 현상이 다른 세대의 그것보다 더욱 뚜렷하다는 점을 조명한 바 있다.

마지막으로, 횡단면 분석에 그친 이 연구가 동태적 변화 양상을 탐색할 수 있는 연구로 발전된다면 더 많은 정책적 시사점을 얻을 수 있을 것이다. 예를 들어, 청년층의 주관적 계층인식의 동태적 변화 양상을 탐색한 이희정(2018)은 최근 청년층의 주관적 계층인식이 전반적으로 하향화 추세를 보였다면서 이러한 계층인식의 하향화는 공정성 인식에 더욱 부정적인 효과를 가져올 수 있다고 전망했다. 후속 연구를 통해 주관적 사회지위의 동태적 변화를 추적하면서 이에 따른 불평등 인식의 변화를 살펴볼 수 있다면 인과관계 분석을 진전시킬 수 있을 뿐만 아니라 이러한 변화의 배경이 되는 일련의 사회경제적 맥락을 확인함으로써 더욱 실질적인 정책 변화의 방향을 모색할 수 있을 것이다.


Notes
1) 이 연구에서는 소득지위와 사회지위를 구별해서 사용한다. 그리고 사회지위는 주관적 사회지위와 객관적 사회지위로 구분할 수 있는데, 이때 객관적 사회지위는 보통 소득, 직업, 교육 수준으로 추정하는 방법이 일반적이다(Adler, Epel, Castellazzo, & Ickovics, 2000; Choi, 2021; Kim & Lee, 2018). 물론 직업과 교육 수준만으로 사회지위를 측정하기도 한다(Hollingshead, 1957; 김영미, 2016). 이 연구의 15세 무렵 부모의 사회지위 측정도 이와 같은 방식을 따랐다. 한편, 이 연구에서 자신의 객관적 사회지위가 아니라 가구소득에 기초한 소득지위가 쓰인 이유는 오늘날 청년세대의 특성과 관련되어 있다. 즉, 응답자 청년 중 불과 59.5%만이 경제활동에 참여하고 있고, 4년제 대학을 다녔거나 다니는 청년이 무려 62.7%에 달해 직업과 교육 수준을 포함하면 사회지위를 변별력 있게 측정하는 것이 어렵기 때문이다. 한편, 추가적인 분석에서는 가구소득을 가구원 수에 따라 균등화 처리를 한 소득 대신 본인의 개인소득을 사용했다.
2) 하지만 다른 연구 영역에서는 이러한 시도를 발견할 수 있다. 예를 들어, 행복 인식의 결정요인을 탐색한 이연경, 이승종(2017)은 객관적 계층과 주관적 계층의식의 영향력을 비교 가능한 척도를 구성하여 비교를 시도하였고, 재분배 선호의 결정요인을 탐색한 Choi(2021)는 객관적 소득지위, 객관적 사회지위, 그리고 주관적 사회지위의 영향력을 직접 비교하였다.
3) Bavetta et al.(2017)은 불평등 인식을 결과의 불평등 인식, 기회의 불평등 인식, 그리고 불공정 인식의 세 차원으로 구분하는데, 본 연구는 이 중 결과 및 기회의 불평등 인식을 포괄한다.
4) 불평등 인식을 독립변수로 하고 여타의 주관적 인식이나 태도, 정책 선호 등을 종속변수로 하는 국외 연구 중 도구 변수(instrumental variable)를 활용하여 내생성 문제를 극복하기 위한 시도를 한 것은 Kuhn(2019)이 대표적이다. 국내 연구 중에는 김지영 외(2020)가 경제적 불평등에 대한 인식이 재분배 및 복지정책 선호에 미치는 영향을 탐색하면서 내생성을 통제한 분석을 시도했다. 이들은 경제적 불평등이 심각하다고 생각하는 사람일수록 복지 및 재분배정책을 더욱 선호할 수도 있지만, 반대로 재분배 및 복지정책을 선호하는 사람일수록 경제적 불평등을 더욱 심각하게 인식할 가능성도 있다고 보았다.
5) 따라서 권역, 성, 연령에 따른 가중치는 적용할 필요가 없었다. 인구학적 속성 일부를 반영한 온라인 조사의 대표성을 높이기 위해 다른 사회적 속성을 반영하여 가중치를 적용할 때 온라인 조사 결과가 오프라인 조사 결과에 더욱 근접하는 경향을 보인다는 연구가 있으나(조성겸, 박아현, 허명회, 2011), 모든 연구에 널리 안정적으로 사용할 수 있는 사회적 속성을 특정하기는 어려우므로 이러한 가중치는 적용하지 않았다.
6) ‘서울 청년 불평등 인식조사’는 다음과 같은 불평등 용어 해설을 해당 문항에 앞서 제시하여 응답자가 개별 불평등 영역을 같은 방식으로 이해한 상태에서 응답할 수 있도록 하였다: “소득 불평등은 고소득자와 저소득자 사이의 소득 격차가 심한 현상을 말합니다. 자산 불평등은 재산이 많은 집과 적은 집 사이의 재산 격차가 심한 현상을 말합니다. 교육 불평등은 사회경제적 조건의 차이로 인하여 계층 또는 집단 사이에 교육 기회나 학업 성취의 격차가 심한 현상을 말합니다. 고용 불평등이란 기업 규모, 직종, 고용형태 등에 따라 임금, 복지 등의 처우와 고용안정성 등에서 격차가 심한 현상을 말합니다. 주거 불평등이란 주거 조건이나 환경(주택가격, 주거형태, 주거비 등)의 격차가 심한 현상을 말합니다. 가족형성(결혼과 출산) 불평등이란 사회경제적 조건의 차이로 인하여 결혼이나 출산에서 격차가 심한 현상을 말합니다.”
7) 한편, 김영미(2016)는 관리직에 9점, 전문직 및 준 전문직에 8점, 사무직에 7점, 서비스직에 6점, 판매직에 5점, 농림어업직에 4점, 숙련기능공에 3점, 반숙련조립원에 2점, 단순노무직에 1점, 무직에 0.5점의 점수를 부여했다. 하지만 계봉오, 황선재(2017)의 직업 위세 측정 점수에 따르면, 농림어업직에 속하는 자영농이 42.7점, 서비스종사자에 속하는 음식점주인이 45.5점(세탁소주인은 35.9점), 판매종사자에 속하는 백화점직원이 35.0점, 숙련기능직에 속하는 공장작업반장이 40.1점이다. 따라서 이 직업군 사이에 3점부터 6점에 이르는 엄격한 위계 점수를 부여하는 것은 현실과 다소 동떨어진 것으로 볼 수 있다.
8) 여기서 가구 총소득은 본인이 원래 가족에서 경제적으로 독립했으면 본인 또는 배우자의 총소득을 합한 금액을 말하며 원래 가족의 총소득을 포함하지 않는다.
9) 하지만 표준화된 계수의 사용과 관련한 논쟁이 완전히 해결된 것은 아니어서 이 계수의 맹목적 사용에는 유의할 필요가 있다(강명욱, 2017; Bring, 1994). 한편, 표준화된 계수를 얻는 방법은 두 가지가 있다. 하나는 변수의 표준화 작업을 거친 다음 회귀분석을 하는 것이고, 다른 하나는 비표준화된 변수로 회귀분석을 한 다음 표준화 작업을 거치는 것이다(Bring, 1994). 본 연구에서는 전자의 방법을 따라 세 변수를 먼저 표준화했다.
10) 통계소프트웨어 Stata의 다중공선성 진단 패키지인 ‘collin’을 실행하면 세 변수인 15세 무렵 부모의 사회지위, 객관적 소득지위, 자신의 주관적 사회지위의 Variance Inflation Factor(VIF) 값은 각각 1.15, 1.17, 1.28에 그친다. 통상적인 경험치로 VIF 값이 10 이상이면 다중공선성이 존재하는 것으로 간주한다.
11) 동태적 패널 모형(dynamic panel data model)에 기초한 연구는 외부 도구 변수의 도움 없이 내생성 문제를 일정하게 처리할 수 있는 다양한 기법을 활용할 수 있지만, 본 연구와 같이 이러한 모형을 사용할 수 없는 경우에는 적절한 외부 도구 변수를 찾은 다음 2단계 최소제곱법을 사용할 수 있다.
12) 예를 들어, 김지영 외(2020)는 기회 불평등 인식 변수를 소득 불평등 인식 변수의 도구 변수로 사용하여 재분배와 복지정책 선호도에 미치는 영향을 살폈는데, 기회 불평등 인식 변수가 적절한 도구 변수가 되려면 재분배 및 복지정책 선호도와 외생적(exogenous) 관계에 있어야 한다. 하지만 이러한 불평등 인식 변수와 정책 선호도 사이에 엄격한 외생성이 존재하기는 어렵다. 재분배를 더욱 선호하는 사람이 소득 불평등이 더욱 심각하다고 생각할 수 있을 뿐만 아니라 취업이나 교육 기회가 더욱 불평등하다고 생각할 수도 있기 때문이다.
13) 표준화 이전 1에서 10까지의 값을 갖는 주관적 사회지위를 이용해 자치구별 평균값을 구하였다. 이에 따르면, 응답자 거주지역의 주관적 사회지위 평균은 서초구(5.48점), 강남구(5.23점), 양천구(5.22점) 순으로 높았고, 강북(3.82점), 종로(3.83점), 도봉(4.00점) 순으로 낮았다. 같은 서울지역임에도 주관적 사회지위 평균값의 자치구별 격차가 뚜렷하게 나타났는데, 이는 해당 거주지에 관한 일반적인 인식과 대체로 궤를 같이한다. 참고로, 서울 거주 응답자 전체의 주관적 사회지위 평균값은 4.64점이었다.
14) 1980년대생과 1990년대생은 같은 청년으로 묶일 수도 있지만, 이들 사이의 사회경제적 조건과 인식 사이에 일정한 차이가 있다는 것도 무시할 수 없다(김승연 외, 2020). 따라서 20대인지 30대인지의 여부가 불평등 인식에 어떤 영향을 미치는가를 살펴보는 것도 필요한 일이다. <표 4>는 통제변수의 회귀계수 추정치를 따로 보고하고 있지 않지만, 분석 결과에 따르면 연령대 변수가 통계적으로 유의한 영향을 끼친 것은 ‘가족형성 불평등 심각’과 ‘청년 가족형성 불평등 심각’ 두 변수였다. 즉, 본 연구에 포함된 불평등 인식의 영역 대부분에서 20대와 30대 사이의 인식 격차는 크게 두드러지지 않았지만, 가족 형성 불평등에 있어서는 30대가 20대보다 훨씬 더 심각하다고 인식한 것으로 볼 수 있다.
15) 통제변수는 <표 4>에서 쓰인 것과 동일하다. 회귀계수 추정치는 따로 보고하지 않았다.
16) 통제변수는 <표 4>에서 쓰인 것과 동일하다. 회귀계수 추정치는 따로 보고하지 않았다.
17) 이 값은 N이 1,000인 모델에서 모두 같지만, N이 1,000보다 적은 모델에서는 최소 20.06에서 최대 27.73까지 다소 차이가 있다.
18) 순위형 프로빗 모델 대신 순위형 로짓 모델(Ordered Logit Model)도 사용할 수 있는데, 이때 계수의 크기에만 다소 차이가 있을 뿐 결과의 해석은 거의 달라지지 않는다. 다만, 그다음 단계의 조건부 혼합과정(CMP) 분석에서 순위형 로짓 모델이 적용되지 않기 때문에 편의상 여기서도 순위형 프로빗 모델을 사용하였다.
19) 통계소프트웨어 Stata에서 ‘ivregress’는 선형 모델의 도구 변수 분석에 주로 쓰이고, ‘ivprobit’은 프로빗 모델의 도구 변수 분석에 쓰인다. 하지만 순위형 프로빗 모델의 도구 변수 분석을 위한 Stata 자체의 패키지는 현재 없으므로 사용자 개발 패키지인 ‘cmp’를 대신 이용하였다.
20) 월평균 개인 근로소득을 사용한 모델은 경제활동을 전제하므로 기존 통제변수 중 경제활동 유무는 빠지고, 표본 수는 595명에 그친다.
21) 가구소득에 기초한 균등화 개인소득 대신 본인의 개인소득을 5분위수로 구분해 각 분위 그룹과 위의 두 변수와의 관계를 살펴본 결과, 개인소득 3분위 그룹의 부모 지위 영향력 인식이 1분위나 5분위 그룹보다 높았다는 점도 소득지위에 따른 불평등 인식의 차이가 주관적 사회지위나 부모의 사회지위에 따른 인식의 차이보다 뚜렷하지 않다는 것을 가리킨다.
22) 참고로, <표 4>에서 객관적 소득지위는 ‘부모 지위 취업 영향력’과 ‘부모 지위 교육 영향력’ 변수에 각각 5% 유의수준과 10% 유의수준에서 유의한 영향력을 미쳤고, 음(-)의 부호를 지닌 대다수 계수와 달리 양(+)의 계수를 지니고 있었다.
23) Choi(2021) 또한 재분배 선호에 미치는 영향력에 있어서 객관적 소득지위의 영향력이 주관적 사회지위의 영향력보다 강하지 않다는 것을 보여줌으로써 Meltzer & Richard(1981) 모델을 반박한다.
24) 이와 관련하여 황선재, 계봉오(2018)는 객관적 소득수준 변수의 효과가 주관적 사회지위 변수에 의해 상당 부분 매개되기 때문에 이 두 변수를 하나의 모델에 포함하면 객관적 소득수준 변수의 효과가 사라진다는 결론을 내린 바 있다.

Acknowledgments

이 논문은 서울연구원에서 수행한 ‘장벽사회, 청년 불평등의 특성과 과제’(2020) 연구를 위해 실시한 서울 청년 불평등 인식조사를 기초로 작성한 것임.


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