최근 호

2000년대 이후 근년에 이루어진 세대 간 대물림에 관련된 국내·외의 실증연구는 크게 사회경제적 지위의 대물림(최은영, 홍장표, 2014; 최은영, 2015; 최필선, 민인식, 2015; 김연아, 정원오, 2016; 민인식, 이경희, 2017; 손병돈, 2017; 이경희, 2017; 여유진, 2019; 김창환, 김태호, 2020; 김지훈, 강욱모, 2021a, 2021b; Christopher, 2015; Yang & Qiu, 2016; Benton & Keister, 2017; Pfeffer & Killewald, 2019; Adermon, Lindahl, & Palme, 2021)과 사회적 공간의 대물림(강은택, 안아림, 마강래, 2017; 이길제, 최막중, 2017; Sharkey, 2008; Van Ham et al., 2012; Chetty & Hendren, 2018; Hochstenbach, 2018) 등으로 분류할 수 있는데, 구체적으로 사회경제적 지위의 대물림과 관련된 실증연구를 살펴보면, 최은영, 홍장표(2014)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 부모의 직업(직업군)과 소득 및 교육수준이 성인 자녀에게 어떻게 대물림되는지 확인하기 위해 직업계층의 세대 간 이동성을 분석한 결과, 성인 자녀의 직업계층의 이동성은 대체적으로 개선되었고, 성인 자녀의 교육수준이 높아질수록 하위 직업군에 미치는 영향력은 제한적이었다. 또한 성인 자녀의 교육수준은 부모의 교육수준과 직업 및 소득에 의해 영향을 받았는데, 특히 부모의 교육수준이 성인 자녀교육에 가장 큰 영향력을 미치는 요인임을 확인할 수 있었다고 보고하였다.

최은영(2015)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 세대 간 소득이동성을 분석한 결과, 부모와 성인 자녀 간 소득의 강한 상관관계로 인해 세대 간 소득이동성이 현저하게 낮아졌는데, 특히 임금근로자이거나 정규직 부모일수록 부모소득이 성인 자녀소득에 영향력을 미쳤다. 게다가 소득 상위(0.75) 분위의 성인 자녀일수록 부모소득이 성인 자녀소득에 영향력을 미치는 세대 간 소득의 대물림 현상을 확인할 수 있었다고 보고하였다.

최필선, 민인식(2015)의 연구는 한국교육고용패널 자료를 이용하여, 부모의 교육과 소득수준이 세대 간 기회불균등과 이동성에 미치는 영향을 분석한 결과, 세대 간 이동성의 경우 부모의 교육과 소득 수준이 높을수록 자녀의 4년제 대학 진학률 등 교육 성과뿐만 아니라, 부모의 교육수준이 고졸 이하 학력에 비해 전문대졸 이상의 자녀의 임금소득이 20% 가량 더 높아졌고, 부모소득이 1분위에 비해 5분위 소득그룹에 속한 자녀의 임금소득이 19% 더 높아지는 등 성인 자녀의 노동시장 성과에도 영향을 미쳤다고 보고하였다.

김연아, 정원오(2016)의 연구는 한국복지패널 자료를 이용하여, 세대 간 비정규직 고용지위의 세습화를 분석한 결과, 부모의 고용지위는 성인 자녀의 직업적 지위에 정적(+) 영향, 즉 부모의 고용지위가 정규직이면 성인 자녀의 직업적 지위도 정규직이거나, 혹은 부모의 고용지위가 비정규직이면 성인 자녀의 직업적 지위도 비정규직으로 나타나 세대 간 고용지위의 세습화 현상을 확인할 수 있었다고 보고하였다.

민인식, 이경희(2017)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 세대 간 직업계층의 이동성과 기회불균등을 분석한 결과, 부모의 직업 모두 자녀에게 대물림되었는데, 특히 아버지-자녀 직업 대물림보다도 어머니-자녀 직업 대물림 경향성이 더 컸다. 또한 출생코호트에 따라 기회불균등 차이가 존재하였는데, 1960∼75년생 자녀에 비해 1976∼96년생 자녀 집단에서 기회불균등 정도가 훨씬 더 컸다고 보고하였다.

손병돈(2017)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 빈곤의 세습화 경로를 분석한 결과, 부모빈곤이 성인 자녀의 빈곤에 직접으로 영향을 미치지 않았지만, 교육의 순효과보다도 교육을 매개로 부모 빈곤이 성인 자녀의 빈곤에 훨씬 더 영향을 미침에 따라 우리사회에서도 교육을 매개로 사회경제적 지위가 세대 간 대물림된다고 보고하였다.

이경희(2017)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 소득계층의 이동성과 동적 변화를 분석한 결과, 부모-자녀 세대 간 소득계층의 대물림 현상을 확인할 수 있었는데, 이러한 결과는 부모소득이 자녀에 대한 교육투자로 이어지고 이러한 교육투자는 성인 자녀소득의 연결고리로 작용하여 시간이 흐름에 따라 소득계층의 대물림 경향성이 확대되었다고 보고하였다.

여유진(2019)의 연구는 한국보건사회원에서 실시한 2015년 ｢사회이동과 사회통합 실태조사｣ 자료를 이용하여, 출생 코호트별로 사회적 이동성을 분석한 결과, 산업화 세대로부터 민주화, 정보화 세대로 접어들수록 숙련기능직이 감소하고 사무직과 서비스, 판매직이 증가하는 탈산업화 추세 속에서 직업의 세습, 특히 전문관리직과 단순노무직에서 직업이 세대 간 대물림되었는데, 이러한 결과는 산업화 세대의 경우 자신들의 학력만, 민주화 세대의 경우 자신과 부모의 학력만이 자신들의 근로소득에 영향을 미친 반면, 정보화 세대의 경우 자신들보다도 부의 학력과 사회경제적 지위가 자신들의 소득에 영향을 미쳤다고 보고하였다.

김창환, 김태호(2020)의 연구는 가계동향조사 자료를 이용하여, 세대 간 소득격차의 순 효과와 소득불평등의 변화에서 연령효과를 분석한 결과, 전체 노동인구(20∼79세)에서는 세대 간 소득불평등이 확대되었지만, 핵심 노동인구(25∼59세)에서는 세대 내 및 세대 간 소득불평등이 확대되지 않았는데, 이러한 결과는 소득상층 노동시장의 핵심 노동인구의 연령 간 소득격차의 확대보다도 소득하층 노동시장의 저학력 고령인구의 구성효과 때문에 발생하였다고 보고하였다.

김지훈, 강욱모(2021a)의 연구는 한국복지패널 자료를 이용하여, 베이비붐 및 에코세대 간 빈곤 및 소득불평등과 그 궤적을 시계열 분석한 결과, 빈곤율의 경우 베이비붐세대의 절대적 빈곤율은 에코세대보다 3배, 상대적 빈곤율은 2배 더 높았고, 엔트로피지수[GE(0)]의 경우 에코세대의 집단 내(within) 궤적은 집단 간(between) 궤적보다도 급격하게 상승 -> 급격하게 하락 -> 완만하게 재-상승 -> 완만하게 재-하락하는 M자 유형인 반면, 베이비붐세대의 집단 내 궤적은 집단 간 궤적보다도 완만하게 상승 -> 완만하게 하락 -> 완만하게 상승하는 짓눌린 N자 유형을 보였다고 보고하였다.

김지훈, 강욱모(2021b)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 교육적 성취를 매개로 베이비붐 및 에코세대 간 소득불평등의 대물림을 분석한 결과, 베이비붐세대의 균등화 1차/ 시장소득 5분위 배율은 에코세대(3.9/ 3.8)보다도 5.7/ 5.5로 훨씬 더 높았고, 에코세대의 1차/ 시장소득 5분위지수가 베이비붐세대보다 더 큰 세대 간 계층상승의 비중은 40.0%/ 39.4%, 에코세대의 1차/ 시장소득 5분위지수가 베이비붐세대보다 더 작은 계층하락의 비중은 36.8%/ 37.3%, 베이비붐 및 에코세대의 1차/ 시장소득 5분위지수가 동일한 계층이전의 비중은 23.2%/ 23.4% 이었다. 게다가 교육적 성취는 베이비붐세대의 1차/ 시장소득 5분위지수가 에코세대의 1차/ 시장소득 5분위지수에 미치는 영향을 부분 매개하였다고 보고하였다.

Christopher(2015)의 연구는 미국과 노르웨이의 소득불평등과 세대 간 소득이동성을 분석한 결과, 근로소득세와 공교육지출이 소득불평등 격차의 약 1/ 3과 세대 간 소득이동성의 격차의 14%를 설명하였다고 보고하였다.

Yang & Qiu(2016)의 연구는 중국에서 선천적 능력, 의무교육(1∼9학년)과 비의무교육(10∼12학년 및 고등학교)이 소득불평등과 세대 간 이동성에 미치는 영향을 분석한 결과, 가난한 가정이 부유한 가정에 비해 조기 교육에 상대적으로 덜 투자하기 때문에 인적자본의 격차는 의무교육이 끝날 때 2.35배로, 비의무교육이 끝날 때 2.89배로 확대되었고, 이러한 교육투자의 격차로 인해 소득불평등이 세대 간 대물림되었다고 보고하였다.

Benton & Keister(2017)의 연구는 미국의 PSID (Panel Study of Income Dynamic) 자료를 이용하여, 부(wealth)의 대물림과 부의 축적 간의 관계에서 인적자본(교육적 성취)과 가족형성(결혼)의 역할을 분석한 결과, 결혼과 교육적 성취는 부의 대물림 후, 부의 축적을 촉진하였는데, 이러한 결과는 축적 우위 프로세스가 다양한 부의 축적 궤적을 생성하는 삶의 과정에서 중요한 전환점이 되었다고 보고하였다.

Pfeffer & Killewald(2019)의 연구는 흑인과 백인가구를 대상으로 세대 간 부의 5분위(wealth quintiles)의 이동성을 분석한 결과, 현 세대의 흑인가구의 불이익은 이전 세대의 부(wealth)의 불평등과 세대 간 부(wealth)의 대물림에 의한 인종적 격차의 결과였는데, 흑인가구의 자녀는 백인가구보다도 상대적으로 빈곤한 부모를 가질 가능성뿐만 아니라, 부(wealth)의 이동성에 있어 하향 이동할 가능성이 훨씬 더 높았다고 보고하였다.

Adermon, Lindahl, & Palme(2021)의 연구는 부모의 형제·자매와 사촌, 배우자 및 배우자의 형제·자매 등 4대에 걸친 스웨덴의 자료를 이용하여, 인적자본과 소득불평등의 세대 간 이동성을 분석한 결과, 세대 간 소득불평등의 원인이 되는 부모-자녀 간 인적자본의 이동성이 최소한 1/ 3 정도로 유지되었다고 보고하였다.

그리고 주거관련 불평등으로 사회적 공간의 대물림과 관련된 실증연구를 살펴보면, 강은택, 안아림, 마강래(2017)의 연구는 부동산 자산과 소득의 세대 간 이동성을 분석결과, 소득과 부동산 자산의 부의 대물림은 주로 분가시점에서 나타났고, 분가 이후에는 소득과 부동산 자산의 부의 대물림 패턴에 차이가 있었는데, 소득의 경우 유의하지 않은 반면, 부동산 자산의 경우 유의하였고, 시간이 지남에 따라 그 영향력도 훨씬 더 커졌다고 보고하였다.

이길제, 최막중(2017)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 신혼가구의 주택소비에 있어 세대 간 자산 이전을 분석한 결과, 부모가구의 순자산이 결혼 후 분가한 자녀가구의 거주 자산에 정적(+) 영향을 미치는 세대 간 자산 이전 효과를 확인하였을 뿐만 아니라, 부모의 순자산이 자녀의 거주 자산에 미치는 영향은 여성에 비해 남성 집단에서 더욱더 중요하게 나타나는 성별효과(gender effect)도 확인하였다고 보고하였다.

Sharkey(2008)의 연구는 미국 PSID(Panel Study of Income Dynamic) 종단자료를 이용하여, 세대 간 근린지역 환경 불평등의 지속성을 세대 간 맥락적 이동성으로 분석한 결과, 근린지역의 경제 상황이 세대 간 대물림됨에 따라 이전 세대의 인종과 관련된 불평등이 현 세대로 대물림되었는데, 특히 가장 빈곤한 지역에서 자란 백인 자녀(40%)보다도, 흑인 자녀 70% 이상이 성인기에도 가장 빈곤한 근린지역에 거주하고 있었다고 보고하였다.

Van Ham et al.(2012)의 연구는 스웨덴 인구패널 자료(1990∼2008년)를 이용하여, 세대 간 사회경제적 환경의 공간적 대물림을 분석한 결과, 아동기 부모와 생활했던 사회경제적 환경이 5년, 12년, 그리고 18년 후, 성인기에도 성인 자녀가 거주하고 있는 근린지역의 환경과 밀접한 상관성이 있었는데, 특히 소수민족의 경우 성인기에도 이전에 부모와 거주했던 빈곤 집중 근린지역의 불리함이 성인 자녀에게 여전히 대물림되었다고 보고하였다.

Chetty & Hendren(2018)의 연구는 미국의 카운티(county)별로 근린지역의 세대 간 이동성을 분석한 결과, 저소득 가정의 자녀의 경우 아동기에 1 표준편차 더 나은 카운티 노출될 때마다 성인기 소득이 0.5% 증가하였고, 대도시 지역 내에서도 빈곤이 덜 집중되고, 소득불평등이 더 적고, 학교가 더 좋고, 양부모 가정의 비율이 더 높고, 범죄율이 더 낮은 카운티에서는 가난한 가정의 자녀에게도 더 나은 “기회 거래(opportunity bargains)”가 나타났는데, 특히 여학생보다도 남학생이 분리된 공간에서 더욱더 부적(-) 결과를 보였다고 보고하였다.

Hochstenbach(2018)의 연구는 네덜란드 통계청의 종단자료를 이용하여, 암스테르담과 로테르담에 거주하는 성인 자녀의 주거관련 공간적 불평등을 분석한 결과, 부모의 부(wealth)의 배경은 로테르담보다 암스테르담에서 기존의 공간적 분리를 강화시키고 새로운 분리를 야기하였는데, 이러한 결과는 이미 세대분리가 고착화된 네덜란드에서도 성인 자녀가 고급 주거지역에서의 주택취득을 위해 부모의 자원을 여전히 활용하고 있었다고 보고하였다.

전술한 선행연구들을 요약하면, 국내·외의 세대 간 대물림에 관련된 실증연구 대부분은 단편적으로 주요한 삶의 질의 구성요인들 중 하나의 구성요인, 예컨대 빈곤이나 소득불평등의 세대 간 대물림을 다루거나, 혹은 주거불평등과 관련된 사회적 공간의 세대 간 대물림만 다루고 있을 뿐, 주요한 삶의 질의 구성요인들을 통합하여 다차원적 시각에서 세대 간 대물림의 실체를 다룬 실증연구는 거의 찾아보기 힘들다는 한계가 있다. 따라서 본 연구는 주요한 삶의 질의 구성요인들을 통합하여 다차원적 시각에서 세대 간 대물림의 실체를 살펴보고자 하는데 그 의미가 있다고 할 수 있겠다.

이승현, 이한근, 김영찬(2016)의 연구는 소비자의 사회이동성 인식이 실용재 복제품 구매에 미치는 영향을 분석한 결과, 자신의 지위상승을 제한적으로 인식하는 소비자일수록 실용재 복제품 구매에 관하여 호의적이며, 구매의도 역시 높았는데, 이는 곧 사회이동성을 제한적으로 인식하는 소비자일수록 지위상승에 대한 욕구가 감소하여 브랜드의 상징적 측면보다도 실용적 측면을 더욱더 중요하게 인식한 결과라고 보고하였다.

이왕원, 김문조, 최율(2016)의 연구는 통계청 사회조사 자료를 이용하여, 1999년∼2015년 동안 한국인의 주관적 계층귀속감과 상향이동의식의 변화를 연령-기간-코호트로 분해하여 분석한 결과, 계층귀속감과 상향이동의식의 양상은 매우 상이하였으며, 연령, 기간, 코호트에 따라 매우 이질적으로 분화되었는데, 특히 중상층의식과 세대내 상향이동의식의 경우 연령효과가 가장 컸고, 기간효과도 어느 정도 확인된 반면, 세대간 상향이동의식의 경우에는 코호트효과가 가장 컸다고 보고하였다.

이희정(2018)의 연구는 한국노동패널조사 자료를 이용하여, 청년층의 주관적 계층인식이 공정성 인식에 미치는 영향을 분석한 결과, 주관적 계층인식이 5가지로 유형화되면서 하향화 추세를 보였고, 계층인식의 동태적 변화는 공정성 인식에 강한 영향력을 미쳤는데, 특히 공정성 인식이 사회경제 지위에 종속적이고, 지속적인 계층인식의 하향화 추세는 청년층의 공정성 인식을 악화시켰다. 이는 곧 계층인식이 여타 유형의 청년들보다 상대적으로 낮고 하향 추세인 청년층일수록 결혼, 고용, 주거 등 다차원적 불평등에 노출되었을 뿐만 아니라, 노력에 따른 보상에 대해 더욱더 부정적으로 인식한 결과라고 보고하였다.

노법래, 김소영(2019)의 연구는 통계청 2017년 사회조사 자료를 이용하여, 계층인식이 계층이동 가능성 인식을 매개로 기부행위에 미치는 영향을 세대 내, 세대 간으로 구분하여 분석한 결과, 계층인식은 기부행위에 직접적으로 영향력뿐만 아니라 이들 양자 간 계층이동 가능성에 대한 인식의 매개 효과도 확인하였다고 보고하였다.

주혜린, 황정윤(2020)의 연구는 ‘2018 정부의 질과 정부신뢰 통계조사’ 자료를 이용하여, 개인의 사회복지서비스 확대를 위한 증세 태도에 연령대, 정부 역할에 대한 기대, 그리고 사회이동성에 대한 인식 기대가 미치는 영향을 분석한 결과, 긍정적으로 사회이동성에 대해 인식할수록, 정부 역할에 대한 기대가 클수록, 사회복지확대를 위한 증세에 동의할 가능성이 커짐에도 불구하고, 청년층의 경우에는 사회복지확대를 위한 증세에 동의할 가능성은 더욱더 낮았다고 보고하였다.

본 연구는 잠재변수 성장기 베이비붐세대(부모세대) 및 성인기 에코세대(자녀세대)의 삶의 질과 매개변수 성인기 에코세대의 사회적 이동성 간의 관계를 구조방정식모형 분석하고자 하며, 연구모형은 다음의 <그림 1>과 같다.

<그림 1> 
연구모형

본 연구에서 연구대상은 한국노동패널조사 1차년도(1998년) 기준으로 베이비붐세대 가구주(1955년∼1963년 출생)의 자녀인 에코세대(1979년∼1992년 출생)이면서 한국노동패널조사 19차년도(2016년) 기준으로 부모세대로부터 분가한 경제활동참여 에코세대 가구주이다. 이러한 선정 이유는 성장기 에코세대(자녀세대)의 지표로 성장기 베이비붐세대(부모세대)의 배경 지표를 활용하기 위함이다.

따라서 본 연구는 한국노동패널조사 1차년도와 19차년도 자료에서 개인·가구자료를 상기 분석 조건에 적합하게 병합하여 최종 분석대상으로 492명을 선정하였다.

본 연구는 SPSS 23.0와 Amos 23.0 프로그램을 적용하여 한국노동패널조사 1차 및 19차년도 자료를 개체 병합하여 조사대상가구의 인구사회학적 특성과 주요 변수들의 특성 및 상관성을 확인하기 위해 기초통계분석과 상관분석을 실시한 후, 성장기 베이비붐세대(부모세대) 및 성인기 에코세대(자녀세대)의 삶의 질과 성인기 에코세대의 사회적 이동성 간 구조방정식모형분석을 실시하였다.

구조방정식모형의 적합도 평가 시, 상대적 적합도 지수인 TLI와 CFI, 그리고 절대적 적합도 지수인 RMSEA를 적용하였다. 그리고 결측치는 완전정보 최대우도법(FIML)을 적용하여 효과적으로 처리하였고(홍세희, 2008), 매개효과의 유의성은 Hayes(2013)가 제시한 붓스트레핑을 적용해 검정하였다.

<표 1>에서 연구대상가구의 인구사회학적 특성을 살펴보면, 성장기 베이비붐세대(부모세대)의 경우 한국노동패널조사 1차년도 기준으로 남성가구주의 비중(91.9%/ 452명)이 여성가구주의 비중(8.1%/ 40명)보다도 월등하게 더 높았고, 성인기 에코세대(자녀세대) 역시 한국노동패널조사 19차년도 기준으로 남성가구주(62.0%/ 305명)의 비중이 여성가구주의 비중(38.0%/ 187명)보다 훨씬 더 높았다. 특히 성인기 자녀세대 여성가구주의 비중 증가는 탈가족화 현상과 비혼·만혼가구 등 1인가구의 증가뿐만 아니라, 학력수준 향상에 따른 자아실현 기회의 확대로 인한 여성의 사회적 참여의 결과라 할 수 있겠다. 실제로 청년세대의 결혼 및 출산동향 조사에 따르면(조성호 외, 2019), 우리나라 30대 초반(30∼34세)의 미혼인구 비율이 1990년 9.7%에서 2015년 46.9%로 급격하게 증가하는 추세에서 이러한 결과를 재확인할 수 있다.

학력수준별로는, 성장기 베이비붐세대(부모세대)의 경우 무학력자 0.4%(2명), 초등학교 학력자 8.7 %(43명), 중등학교 학력자 21.7%(107명), 고등학교 학력자 50.4%(248명), 전문대학 학력자 6.9%(34명), 그리고 대학교 이상 학력자 11.8% (58명)으로 나타나 고등학교 이하의 학력자의 비중이 전체 대비 81.2%인 반면, 성인기 에코세대(자녀세대)의 경우 고등학교 학력자 13.4%(66명), 전문대학 학력자 35.0%(172명), 그리고 대학교 이상의 학력자 51.6% (254명)으로 나타나 전문대 이상의 학력자의 비중이 전체 대비 86.6%를 차지하였다. 이러한 결과는 민주화 격동기에 태어나서 ‘풍요 속에서 빈곤’을 동시에 경험하게 된 부모세대의 자녀세대에 대한 교육적 투자의 결과라 할 수 있겠다.

가구원수별로는 성장기 베이비붐세대(부모세대)의 경우 2인가구 0.6%(3가구), 3인가구 9.8%(48가구), 4인가구 이상 89.6%(441가구)로 나타나 3인가구 이상의 비중이 압도적으로 높은 99.4%인 반면, 성인기 에코세대(자녀세대)의 경우 1인가구 22.0% (108가구), 2인가구 8.9%(44가구), 3인가구 22.4% (110가구), 4인가구 이상 46.7%(230가구)로 나타나 3인가구 이하의 비중이 53.3%를 차지하였다. 이러한 결과는 성인기 자녀세대의 탈가족화 현상과 비혼·만혼가구 등 1인가구의 증가, 그리고 저출산 사회로의 진입을 확인시켜 주고 있었다.

FIML을 활용하여 구조방정식모형 추정 시, 각 변수들의 정규성 미충족으로 인해 야기되는 왜곡된 결과를 사전에 차단하기 위해 각 변수들의 왜도와 첨도를 활용하여 각 변수들의 정규분포 조건을 살펴볼 필요가 있다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 이 경우, 왜도 및 첨도가 3과 10을 초과하면, 정규성이 기각된 것으로 해석될 수 있다(Kline, 2010). 따라서 이 기준에 따라 정규성을 검증한 결과, <표 2>에서 변수들의 정규성을 확보할 수 있었다.

주요 변수들의 기술통계를 살펴보면, 먼저 잠재변수 성장기 베이비붐세대(부모세대)의 삶의 질은 측정변수 가족의 수입(3.60), 여가활동(3.33), 주거환경(2.97), 가족관계(2.08) 순위로 나타난 반면, 잠재변수 성인기 에코세대(자녀세대)의 삶의 질 역시 측정변수 가족의 수입(2.89), 여가활동(2.73), 주거환경(2.47), 가족관계(2.29) 순위로 나타났지만, 그 정도가 성장기 부모세대보다도 낮았을 뿐만 아니라, 절대적 수치도 평균 이하였다.

또한 매개변수 성인기 에코세대(자녀세대)의 사회이동성의 인식 수준은 측정변수 인사고과의 공정성(2.76), 개인의 발전가능성(2.61) 순위로 나타났지만, 그 정도는 자신들의 사회이동성을 긍정적으로 확신을 가질 만큼 높지 않았다.

<표 3>은 본 연구에서 설정한 변수들의 구조적 관계를 검증하기 위해 활용된 주요 잠재변수들 간의 공분산과 상관관계를 분석한 결과이다. 통계학적으로 두 잠재변수간의 상관계수가 기준치(r> .85)를 상회한다면, 요인들의 변별타당도가 낮아지 는 것으로 해석된다. 따라서 주요 잠재변수들의 상관계수가 이 기준치를 하회하기 때문에 판별타당도의 적합성을 확보한 것으로 판단할 수 있다.

연구방법에서 전술한 성장기 베이비붐세대(부모세대) 및 성인기 에코세대(자녀세대)의 삶의 질과 성인기 에코세대의 사회적 이동성 간의 구조적 관계를 경로분석을 통해 검증하였다.

연구모형의 적합도를 분석결과 <표 4>와 같이, x²=74.82***, df=32, CFI=.96, TLI=.92, RMSEA= .05로 나타났다. CFI와 TLI지수의 경우 1에 근접할수록 모형의 적합도가 높고, 0.9이상이면 좋은 것으로 판단하며(홍세희, 2007), RMSEA의 경우, RMSEA가 .05이하면 좋은(close), RMSEA가 .08이하면 괜찮은 (reasonable), RMSEA가 .10이하면 보통(mediocre), RMSEA가 .10이상이면 나쁜(unacceptable) 적합도로 해석되는데(Brown & Cudeck, 1993), 이를 근거로 연구모형의 적합성을 확인하였다.

또한 연구모형의 적합성을 토대로 잠재변수 간 경로계수를 살펴보면, <표 5>와 같다. 성장기 부모세대의 삶의 질 ￫ 성인기 자녀세대의 삶의 질의 경로 및 성장기 부모세대의 삶의 질 ￫ 성인기 자녀세대의 사회적 이동성, 그리고 성인기 자녀세대의 사회적 이동성 ￫ 성인기 자녀세대의 삶의 질의 경로 모두 유의하였다.

구체적으로 성장기 부모세대의 삶의 질 ￫ 성인기 자녀세대의 삶의 질의 경로는 비표준화경로계수가 Β=.10(C.R.=2.60**), 표준화경로계수가 β=.15로, 성장기 부모세대의 삶의 질 ￫ 성인기 자녀세대의 사회적 이동성의 경로는 비표준화경로계수가 Β=.08(C.R.=1.98*), 표준화경로계수가 β=.11로, 그리고 성인기 자녀세대의 사회적 이동성 ￫ 성인기 자녀세대의 삶의 질의 경로는 비표준화경로계수가 Β=.59(C.R.=7.79***), 표준화경로계수가 β=.62로 나타나 통계적으로 유의하였다.

<표 6>은 연구모형에서 제시한 잠재변수 성장기 부모세대의 삶의 질과 매개변수 성인기 자녀세대의 사회적 이동성이 성인기 자녀세대의 삶의 질에 미치는 총 효과를 도표화한 것이다. 여기에서 총 효과는 성장기 부모세대의 삶의 질이 성인기 자녀세대의 삶의 질에 미치는 직접효과(β=.15)와 성장기 부모세대의 삶의 질이 성인기 자녀세대의 사회적 이동성의 매개로 성인기 자녀세대의 삶의 질에 미치는 간접효과[β=.07(.11 x .62)]를 합산한 β=.22이었다. 또한 성인기 자녀세대의 사회적 이동성은 성장기 부모세대의 삶의 질이 성인기 자녀세대의 삶의 질에 미치는 효과를 부분 매개하였다.

이러한 매개효과가 유의한지를 Hayes(2013)가 제안한 붓스트레핑으로 검증한 결과, <표 7>에서 하한한계(LLCI)는 .0159로, 상한한계(ULCI)는 .1231로 나타나 신뢰구간 범위 내에 0을 포함하지 않기에 매개효과가 유의한 것으로 해석할 수 있겠다.