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공정성(fairness)은 평등(equality)과 함께 모두 인간사회에서 오랫동안 추구되어온 중요한 가치이다. 일반적으로 ‘평등’은 자원이 실제로 분배되어있는 객관적 상황을, 그리고 ‘공정성’은 그러한 자원의 분배 상황에 대한 주관적 가치판단이라는 점에서 차별성을 가지기도 하지만(李骏, 吴晓刚, 2012), 평등이라는 용어 속에는 공정의 개념이, 그리고 불평등이라는 용어 속에는 불공정의 개념이 자리하고 있기 때문에 불평등과 공정성은 상호 밀접히 연관되어있는 개념으로 볼 수 있다(김봉석, 2007; 김왕배, 2001).

일반적으로 철학에서는 공정성의 형식적 기본원칙과 구체적 내용원칙의 두 문제를 주 관심사로 다루어왔다. 전자는 ‘각자에게 합당한 몫을 주는 것’과 ‘사람이나 사건을 동일하게 취급하는 것’ 등과 같이 다소 광범위한 공정의 범주를 설정하는 것을 주목적으로 하고, 후자는 ‘사람들의 능력이나 기여도에 따라’와 같이 정의 원칙의 구체적 내용을 규명하는 것을 목적으로 한다(석현호, 1997). 이에 더해 현대 사회에서 공정성 인식은 사람들이 행하는 사회적 또는 경제적 행위를 형성하는 근본적인 가치로 이해되고 있다(Corning, 2011). 무엇을 공정한 것으로 인식하느냐에 따라 사람들의 선택과 행동이 달라진다는 점에서 공정성 인식은 한 사회가 나아가야 할 바를 보여주는 지표와 같은 역할을 하게 된다. 또한 사회구성원들이 사회에 대해 가지는 대부분의 불만은 사회공정성의 훼손에서 기인하기 때문에, 철학적 차원에서 공정성 문제를 다루는 만큼 사람들이 현실사회에서 실제로 어떻게 공정성을 인식하고 있느냐의 문제를 제대로 이해할 필요가 있다(孙立平, 2014). 오랫동안 불평등과 공정성의 문제가 거시적이고 구조적인 차원에서 논의되어 왔지만, 점차 공정성의 규칙과 이에 대한 사람들의 반응으로 빚어지는 사회적 영향에까지 그 관심이 확대되면서 공정성 인식에 대한 다차원적 이해의 필요성이 증가하고 있다.

공정성과 불평등은 다양한 차원을 포함하지만, 현대 사회에서 가장 중요하게 다루어지는 문제는 분배의 불평등과 공정성, 그리고 기회의 불평등과 공정성 문제이다(Hochschild, 1981; Verba & Orren, 1985; Barry, 2005; 王绍光, 2006; 孟天广, 2012). 불평등을 문제시할 때 그 전제가 되는 것은 불평등의 불공정성, 즉 부정의성 때문이다. 특히 분배에 대해 불공정하다고 인식하는 경우는 주로 타인과의 비교를 통해서인데, 호먼스(Homans, 1974)는 개인들이 투자(costs)에 대한 보상(rewards)을 다른 사람과 비교하여 같으면 ‘공정(justice)’하다, 적으면 ‘불공정(injustice)’하다고 느낀다고 설명한다. 애덤스(Adams, 1965) 역시 호먼스와 마찬가지로 다른 사람과의 비교를 통해 공정성을 인식한다고 주장한다(장상수, 김상욱 외, 2015). 또한 분배 결과에 대한 공정성 인식은 자신의 능력, 일과 관련된 기술, 학력, 경력 등에 비해 어떤 보상이 주어졌는지에 따라서 달라질 수 있다(孟天廣, 2012; 劉欣, 胡安寧, 2016).

그러나 재능과 노력에 따라 공정한 자원의 배분이 이루어지기 위해서는 무엇보다 모두에게 그러한 재능과 능력을 발휘할 수 있는 기회가 균등하게 부여되어야 한다. 즉 현 체제 및 분배가 공정하다고 판단되려면 기본적으로 두 가지 절차적 요구조건이 충족되어야 하는데, 하나는 적어도 모든 사람들에게 기회가 열려 있어야 한다는 것이고, 다른 하나는 체제로부터의 보상이 개인의 노력과 근면에 상응해야 한다는 것이다(Lane, 1986). 물론 기회의 평등이 구체적으로 무엇을 의미하느냐에 대해서는 논쟁이 존재한다. 초기의 자유주의자들은 특정인에게 기회를 막는 법이나 규칙이 없다면 기회의 평등이 달성되었다고 보는 반면, 평등주의자들은 지나친 경제적 불평등은 평등한 기회, 나아가서는 자유조차도 저해한다고 주장한다(Barcalow, 2004). 따라서 기회의 균등을 보장하기 위해서는 출생이나 사회적 배경에 따른 차이가 능력을 발휘할 수 있는 기회를 박탈하지 않도록 분배의 평등이 일정 수준 확보되어야 함을 강조한다.

이와 같은 분배와 기회의 공정성 문제는 전환기에 놓여 있는 오늘날 중국 사회에서도 중요한 함의를 가진다(张曙光, 2004; 姚洋, 2004; 王绍光, 2005; 孟天广, 2012). 그러나 동일한 지표로 측정할 수 있는 불평등 수준과는 달리 주관적 요인에 영향을 받는 공정성 인식을 객관적으로 측정하여 비교하기란 쉽지 않다. 실제로 불평등 수준은 낮으나 이를 불공정하다고 인식하는 나라도 있고, 반대로 객관적인 불평등 수준은 높으나 이를 상대적으로 공정하다고 인식하는 나라도 존재한다(陸學藝, 2012; 李丁, 2014; 王元腾, 2019). 이는 불평등이 공정한 것인가 아닌가에 대한 인식에 영향을 주는 요인이 주관적이고 복잡다단하며, 각 국가의 역사, 한 사회의 가치지향, 집단기억, 사회이동성, 경제발전의 단계 등과 같이 다양한 요인들이 영향을 미치기 때문이다. 예를 들어, 개인주의적 전통이 강한 사회에서는 호만스와 애덤스의 미시분석이 보다 설득력을 가질 수 있으나, 집단문화가 발달한 사회에서는 집단문화나 구조 등과 같은 거시분석이 보다 큰 설득력을 가질 수 있다. 가족주의나 희생문화, 혹은 이타적 공동체주의 등이 발달된 지역이나 조직에서는 공정성 인식의 잣대도 달라질 수 있는 것이다(Morris & Leung, 2000; 김왕배, 2001; 박효민, 김석호, 2015).

따라서 한 사회의 공정성 문제를 이해하기 위해서는 그 사회가 가지는 보편성 뿐 아니라 특수성을 함께 연구할 필요가 있는데, 이러한 관점에서 중국 사회의 공정성 인식에 대한 연구는 몇 가지 흥미로운 지점을 제공한다. 예를 들어, 다른 국가들과 다르게 계획경제시기에 자원분배의 ‘평등’을 겪었던 중국인들에게 ‘평균주의적 분배’는 인기가 없으며(谢宇, 2010), 현재 지속적으로 확대되고 있는 불평등에 대해서도 어느 정도 불만을 갖고 있기는 하지만 전반적으로 그러한 분배의 과정이 공평한 것이라고 생각하는 경향이 크다(怀默霆, 2009; Whyte, 2010; Lei, 2020). 또한 다른 국가와의 비교할 때, 중국인들은 본인의 교육, 노력, 근면을 통하여 계층상승을 이룰 수 있다는 보다 낙관적인 견해를 가지고 있는 것으로 나타났으며(Whyte, 2010), 집단주의 문화가 강한 중국 사회에서는 개인주의 성격이 강한 미국사회에 비해 내집단 구성원들의 간의 분배에 있어 평등의 원칙을 더 중요시하는 것으로 알려져 있다(Morris & Leung, 2000). 이처럼 특정 국가 사례에 기반한 공정성 인식 연구는 보편적인 수준에서 이루어지는 관련 논의들을 보다 다양하고 풍부하게 만들어 줄 수 있으므로, 중국 사회의 공정성 인식에 대한 연구 역시 공정성 연구에 새로운 지점들을 제공할 수 있을 것으로 사료된다.

본 연구는 중국종합사회조사(Chinese General Social Survey, 이하 CGSS)의 2005년과 2015년 자료를 활용하여 두 기간에 나타난 중국 사회 공정성 인식의 현황 및 변화에 대한 분석을 실시하였다. CGSS는 중국인민대학교 중국조사 및 데이터센터가 실사를 맡고 있으며, 중국에서 처음으로 실시한 전국적, 종합적, 연속적인 학술조사 프로그램이다. 자료수집은 대만, 홍콩, 마카오, 티벳을 제외한 중국 전역에서 다단계 지역 확률표집 방법으로 추출된 표본을 대상으로 면접원이 직접 방문하여 조사하는 방식으로 이루어진다. 2003년 최초 조사된 이래, 중국 사회의 현황과 변동을 다차원적으로 기록하기 위해, 개인, 가구, 커뮤니티(사구), 사회 전반에 대한 전면적이고 체계적인 데이터를 수집하고 있다. 설문 문항은 반복해서 수집되는 핵심 문항, 한국, 일본, 대만, 중국 등으로 구성된 East Asian Social Survey(EASS) 회원국들과 함께 조사하는 EASS 주제모듈 문항, 그리고 매해 특별 연구주제를 위한 주제모듈 문항 등으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 중국 사회의 소득분배 공정성과 기회 공정성을 평가할 수 있는 변수들을 중심으로 분석표본을 구성하여 아래와 같이 분석을 실시하였다.⁴⁾

본 연구는 오늘날 중국 사회의 공정성 인식 변화 추이 및 원인을 파악하기 위해, 크게 세 종류의 분석을 실시한다. 첫째, 종속변수인 소득분배 공정성 및 기회 공정성에 대한 인식이 어떻게 변했는지 CGSS 2005년과 2015년 자료를 통해 살펴보고, 이 과정에서 전반적인 추세 변화뿐 아니라 주요 설명변수의 하위집단별 변화 추이도 함께 살펴본다. 둘째, 소득분배 공정성과 기회 공정성 인식 간의 상관관계를 살펴보기 위해, 두 변수 사이의 강도를 Gamma와 Kendall's tau-b로 측정한다. 마지막으로, 소득분배 공정성 인식과 기회 공정성 인식을 종속변수하는 이항로짓모형 분석을 실시하여, 상기 설정한 주요 설명변수 및 통제변수와 어떠한 관계를 맺고 있는지 실증적으로 분석한다.

공정성 인식의 핵심적인 두 차원으로서의 소득분배 공정성과 기회 공정성은 철학적인 측면에서든, 사회실천적인 측면에서든 상호 긴밀하게 연관되어 있다(석현호, 1997; 孙明, 2009; 孟天廣, 2012). 이 절에서는 앞서 독립적으로 살펴본 소득분배 공정성 인식 및 기회 공정성 인식 변수의 분포가 상호 어떤 관계 속에서 변하고 있는지 살펴본다.

<표 4>는 연도별 소득분배 공정성과 기회 공정석 인식 간의 분포 변화와 함께, 서열변수 간의 관련 강도를 측정하는데 있어 적합한 방법으로 알려진 Gamma와 Kendall’s tau-b 계수 값을 제시하고 있다.⁹⁾

구체적인 분석결과를 살펴보면, 먼저 두 변수의 주변분포(marginal distribution)와 결합분포(joint distribution) 간의 이질적 변화에 주목할 필요가 있다. 앞 절에서도 살펴본 바와 같이 두 변수의 연도 간 주변분포 변화추이는 서로 상반된 경향을 보여주고 있는데(소득분배 공정성 인식 개선, 기회 공정성 인식 악화), 두 변수 간의 결합분포는 오히려 강화되고 있는 것으로 나타난다(Gamma값과 Kendall’s tau-b값의 증가). 이러한 변화추이는 일견 반직관적으로 보이기도 하지만, 상세히 살펴보면 상호 다른 위치와 형태로 존재했던 두 변수의 분포가 시간의 흐름에 따라 점차 동형화되어가고 있는 것으로도 이해할 수 있다. 즉, 2005년에는 소득분배 공정성 인식 변수의 주변분포(27.68%/ 12.89%/ 59.43%)와 기회 공정성 인식 변수의 주변분포(17.01%/ 8.01%/ 74.97%) 간에는 다소 차이가 있었으나, 2015년에는 두 변수의 주변분포 격차가 상당히 줄어들어 상호 유사해진 것이다(소득: 23.47%/ 10.90%/ 65.62% vs. 기회: 25.27%/ 7.93%/ 66.8%).

이러한 변화는 상술한 중국 사회의 최근 사회경제적 변화와도 무관하지 않다. 소득분배 공정성 인식의 경우 최근까지 이루어진 지속적인 소득수준 개선으로 인해 예전보다 실제 현실을 좀 더 반영하는 방향으로 개선되고 있다면, 기회 공정성의 경우 과거 실제보다 높았던 계층상승, 사회이동에 대한 기대감이 관련 문제들에 대한 직시를 통해 점차 현실화되어가고 있는 것으로 볼 수 있다. 그 결과, 2015년 시점에서는 두 변수의 인식 혹은 기대치의 분포가 상호 맞닿아 있는데, 이러한 추이가 향후 중국 사회 내에서 어떻게 변해갈 것인가에 대한 부분은 학술적인 측면에서 뿐만 아니라 정책적인 관점에서도 중요한 관심사가 될 것으로 보인다.

본 절에서는 소득분배 공정성과 기회 공정성에 대한 인식을 종속변수로 하는 회귀분석을 실시하였다. 실제 분석은 <표 1>에 제시된 종속변수들의 원래 범주값을 이항변수로 재범주화하여 활용하였는데, 기존의 ‘매우 공정’과 ‘공정’은 ‘공정’으로, 나머지 범주는 ‘그렇지 않음’으로 이분화하여 분석을 실시하였다.¹⁰⁾ 이처럼 종속변수가 이항변수일 때 가장 적합한 회귀분석 중 하나는 이항로짓모형이라 할 수 있는데, <표 5>는 두 공정성 변수를 종속변수로 하는 이항로짓모형 분석결과를 보여주고 있다.

먼저 모형 1은 두 공정성 변수를 종속변수로 하고, 객관적 사회경제적 지위(소득, 교육수준, 직업유형)와 연도를 독립변수로 한 분석결과이다. 먼저 소득분배 공정성 인식을 종속변수로 한 분석결과를 살펴보면, 연도 변수는 객관적인 사회경제적 지위변수를 통제한 이후에도 통계적으로 유의미하게 나타나, 앞서 살펴본 기술통계 분석결과와 마찬가지로 중국 사회 내에서 해당 기간동안 소득분배 공정성에 대한 인식은 실질적으로 개선되었다고 볼 수 있다(승산비 1.35).¹¹⁾ 흥미로운 사실은 소득수준 변수와 교육수준 변수의 효과는 통계적으로 유의미하지 않다는 것인데, 이는 모형1에 포함된 다른 변수들의 효과를 통제했을 때 중국사회 내 소득분배 공정성에 대한 인식 수준이 소득 수준이나 교육 수준에 따라 크게 차이가 나지 않는다는 것이다. 그러나 직업유형 변수의 경우 체제내 집단을 준거집단으로 했을 때, 체재외 집단과 농민 집단이 소득분배 공정성에 대한 인식 수준이 더 높은 것으로 나타났다. 반면 기회 공정성을 종속변수로 한 동일한 모형에서는 연도 변수 및 모든 사회경제적 지위 변수가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 우선 앞서 살펴본 기술통계 결과와 마찬가지로 2015년에 비해 2015년에는 기회 공정성에 대한 인식이 실질적으로 나빠졌으며(0.72), 소득수준이 높을수록 기회 공정성이 낮다고 인식하는 것으로 나타났다(0.97). 교육수준의 경우 초등학교 이하 집단을 준거집단으로 했을 때, 중졸자들은 기회의 공정성이 높다고 인식하나(1.18), 대졸 이상의 경우 더 낮게 인식하고 있다(0.76). 이러한 패턴은 직업유형 변수에서도 유사하게 나타나서(체제내 집단 긍정인식 < 나머지 집단 긍정인식), 중국 사회의 경우 객관적인 사회경제적 지위가 높을수록 오히려 기회 공정성 인식이 낮게 나타나는 것으로 요약할 수 있다. 이는 중국 사회 공정성 인식 문제의 경우 앞서 논의한 ‘자기 이익 가설’보다는, 객관적 사회경제적 지위가 높은 사람들이 오히려 공정성에 대한 인식 수준이 상대적으로 낮을 것이라는 가설과 일치한다.

다음으로 모형 2는 모형 1에 주관적 사회경제적 지위 변수(주관적 계층의식, 상대적 계층인식, 주관적 사회이동)를 추가한 모형이다. 먼저 소득분배 공정성을 종속변수로 한 분석결과를 살펴보면, 기존의 연도 변수 및 객관적 사회경제적 지위 변수들의 효과는 모형 1과 동일하거나, 객관적 사회경제적 지위가 높을수록 공정성 인식이 낮다는 기존의 결과를 강화하는 방향으로 선명해졌다. 예를 들어, 소득변수의 경우 모형 1에서는 통계적으로 유의미하지 않았으나(0.99), 모형 2에서는 주관적 사회경제적 지위 변수들의 효과를 통제하여 제거함으로 인해 소득변수의 순 효과가 더 강조되고 있는 것으로 이해할 수 있다(0.90). 주관적 계층의식 변수의 효과는 계층의식이 높아질수록 공정성이 높아지는 형태를 보여주고 있으며, 상대적 계층인식 및 주관적 사회이동 변수의 효과 역시 본인의 상황을 긍정적으로 인식할수록 소득분배 공정성에 대한 인식도 높은 것으로 나타났다.¹²⁾ 이러한 결과 패턴은 기회 공정성 인식을 종속변수로 한 경우에도 유사하게 나타난다. 즉 모형 1에 비해 모형 2의 연도 변수 및 객관적 사회경제적 지위 변수들은 기존의 효과가 유지되거나 더 선명하게 나타나고 있으며, 주관적 사회경제적 지위변수들의 효과 또한 본인의 사회경제적 지위에 대한 주관적 인식이 긍정적일수록 기회 공정성 인식도 높은 것으로 나타났다.¹³⁾ 이는 주관적 계층의식이 높을수록, 과거와 준거집단에 비해 현재 본인의 계층지위를 높다고 인식할수록 공정성에 대한 인식이 긍정적이라는 기존의 연구결과를 지지하는 것이라 할 수 있다.

모형 3은 모형 2에 성별, 연령, 호구, 당원여부, 지역변수 등의 통제변수를 포함시킨 모형이다. 먼저 소득분배 공정성 인식에 대한 변수들의 효과를 살펴보면, 통제변수들을 포함시킨 이후에도 객관적 사회경제적 지위를 나타내는 변수들과 주관적 사회경제적 지위를 나타내는 변수들의 효과는 모형 2와 크게 차이나지 않는다. 즉, 소득분배 공정성 인식의 차이를 설명하기 위해 본 연구에서 설정한 주요 설명변수들의 효과는 이 두 변수들의 관계를 교란시키는 것으로 알려진 통제변수들의 효과를 제거한 이후에도 여전히 유효하다고 볼 수 있다. 통제변수들의 효과를 하나씩 살펴보면, 소득분배 공정성 인식에 대한 성별 차이는 없는 것으로 나타났고, 연령은 증가할수록 공정성에 대한 인식 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 또한 도시지역 호구를 가진 사람은 농촌지역 호구를 가진 사람들보다 소득분배 공정성 인식이 낮은 것으로 나타났으며, 당원여부는 통계적으로 유의미한 차이를 보이지 않았다. 지역변수의 경우 흥미로운 결과가 발견되는데, 중국의 동부지역을 준거집단으로 할 때, 나머지 모든 지역은 동부지역보다 소득분배 공정성 인식 수준이 높았고, 동북부 지역 거주자들의 인식 수준이 특히 높게 나타났다. 이는 중국의 지역발전 전략 및 결과와 관련이 있는 것으로 보이는데, 전통적으로는 동부 연해지역이 경제발전과 소득성장의 수혜자였으나, 최근 나머지 지역의 경제발전과 소득수준이 상대적으로 증가하면서 소득분배 공정성에 대한 인식이 함께 개선되고 있는 것으로 이해할 수 있다. 다음으로 기회 공정성 인식을 종속변수로 한 분석결과를 살펴보면, 전반적인 결과는 소득분배 공정성을 종속변수로 한 결과와 크게 다르지 않다. 즉, 기존의 모형 2에 포함되어 있던 객관적 및 주관적 사회경제적 지위 변수들의 효과는 통제변수를 추가한 이후에도 대동소이하게 나타났으며, 통제변수들의 효과 역시 소득분배 공정성을 종속변수로 한 경우와 유사하게 나타난다. 한 가지 차이점은 중부지역 거주자의 경우 소득분배 공정성 인식 차원에서는 동부지역 거주자보다 높은 것으로 나타났으나(1.29), 기회 공정성 차원에서는 동부지역보다 오히려 낮은 것으로 나타났는데(0.93), 이는 중부지역이 과거에 비해 상대적으로 발전하고 있는 것은 사실이나, 다른 지역에 비해 충분한 잠재력을 발휘하고 있지 못하고 인식하는데서 나타난 차이로 보인다.

마지막으로 모형 4는 모형 3에 객관적 사회경제적 지위 변수와 연도 변수의 상호작용 효과를 추가하여 검증한 최종모형이다.¹⁴⁾ 즉, 모형 4는 소득수준, 교육수준, 직업유형과 같은 객관적 사회경제적 지위 변수들의 효과가 연도에 따라 차이가 나는지 살펴보는 과정을 통해, 두 공정성 인식 변수에서 발견되는 연도간 추이 변화의 일부 원인을 설명해내려는 시도라 할 수 있다. 먼저 소득분배 공정성을 종속변수로 한 결과를 살펴보면, 상호작용항들을 추가했을 때 연도 변수의 효과가 상승한 것을 볼 수 있는데(모형3: 1.33, 모형4: 2.32), 이는 상호작용항이 추가됨으로 인해 연도변수가 의미하는 바가 바뀌었기 때문이다. 모형 4의 연도변수의 효과는 기존 모형에서와 같이 더 이상 연도 간 평균적인 변화 정도를 의미하는 것이 아니라 상호작용항으로 포함시킨 객관적 사회경제적 지위 변수들의 준거집단들의 조합, 즉 평균적인 소득을 올리고, 초등학교 이하의 교육수준을 가지며, 체제 내 직업을 가진 집단의 연도별 차이라는 의미로 특정되게 된다. 이를 상호작용 변수들의 효과와 함께 해석해보면, 해당 준거집단의 경우 소득분배 공정성 인식 개선의 정도가 다른 집단을 모두 포함한 평균적인 개선의 정도보다 특별히 컸고, 반면 전문대 이상의 고학력자(0.77)나 체제 외 부문의 직업을 가진 사람들(0.75)의 경우에는 해당 준거집단보다는 소득분배 공정성 인식 개선의 정도가 훨씬 덜했음을 알 수 있다. 즉 2005년에 비해 2015년에는 소득분배 공정성 인식 수준이 전반적으로 개선된 것은 사실이나, 개선의 정도는 앞서 언급한 사회경제적 집단에 따라 차이가 있음을 알 수 있다. 다음으로 기회 공정성을 종속변수로 한 결과 역시 유사하게 나타났는데, 즉 2005년에 비해 2015년에 기회 공정성 인식 수준이 전반적으로 나빠졌다는 사실은 여전히 유효하나, 특정 사회경제적 집단의 인식 수준이 더 악화된 것으로 나타났다. 특히 연도와 교육수준 사이의 상호작용 효과에 주목할 필요가 있는데, 교육수준이 높을수록 2015년 인식 악화 수준이 더 큰 것으로 나타난다(0.84 ￫ 0.75 ￫ 0.63). 이는 최근 대학정원의 확대로 전문대 이상의 고학력자가 가파르게 상승하여 취업에 대한 경쟁은 치열해진 반면 그 보상 수준은 상대적으로 낮아진 점, 이들이 주로 진출하는 체제 외 부문의 고용안정성과 소득보장성이 약화된 점에서 기인한 것으로 이해할 수 있다.