[ Article ]

Journal of Social Science - Vol. 33, No. 4, pp.135-161

ISSN: 1976-2984 (Print)

Print publication date 31 Oct 2022

Received 06 May 2022 Revised 05 Oct 2022 Accepted 15 Oct 2022

DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2022.10.33.4.135

청년층의 기회 공정성 인식 결정요인: 중장년층 및 노년층과의 비교를 중심으로

정진원^†

가톨릭대 사회학과

Young People’s Perceptions on the Fairness of Employment Opportunities

Jin Won Chung^†

The Catholic University of Korea

Correspondence to: ^†정진원, 가톨릭대 사회학과 강사, 경기도 부천시 지봉로 43, E-mail : jinwchung@gmail.com

초록

본 연구는 청년층(20～30대)의 취업 기회 공정성 인식 결정요인을 중장년층(40～50대) 및 노년층(60대 이상)과 비교하여 분석한다. ‘2020년 사회통합실태조사’ 자료를 활용하였으며, 이항 로지스틱 회귀분석(Binomial Logistic Regression Analysis) 방법을 적용하였다. 분석 결과, 취업 기회 공정성 인식은 거주지역, 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도, 기관 신뢰도 및 개인 이익 지향성에 영향받는 것으로 나타났다. 한편, 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인 가운데 주관적 계층인식과 한국 경제 상황 만족도, 그리고 기관 신뢰도는 연령층에 따라 통계적으로 유의미한 차별적 영향력을 행사하는 것으로 나타났다. 주관적 계층인식과 경제 상황 만족도는 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 상대적으로 큰 영향을 미치는 반면, 기관 신뢰도는 상대적으로 약한 영향을 미치는 것으로 확인된다. 본 연구 결과는 청년층의 기회 공정성 인식의 향상을 위해서는 계층 간 격차를 줄이고 기회의 차별을 해소할 수 있는 고용정책의 공공성이 제고될 필요성이 있으며, 더 나아가 공정한 경쟁의 기회를 보장하는 제도의 운용을 사회구성원들이 확인할 수 있도록 투명성을 확보하여 신뢰도를 증진할 필요가 있다는 점을 시사한다.

Abstract

This study aims to analyze factors affecting the perceived fairness of opportunity among young people in their 20s and 30s by comparing them with the elderly. Using data from the ‘2020 Social Integration Survey,’ I employed the binomial logistic model to examine the determinants of perception of fairness in employment opportunities. The results showed that living in metropolitan area, subjective socioeconomic status, satisfaction with national economic conditions, trust in social institutions, and self-interest orientation have proven to affect the perceived fairness of employment opportunity. Meanwhile, subjective socioeconomic status, satisfaction with national economic conditions, and trust in social institutions among other factors have differential influence among the young and the elderly. Subjective socioeconomic status and satisfaction with national economic conditions have the greater effect on the young than the elderly while trust in social institutions have relatively small effect on the young than the elderly. The results imply that we need to enhance the publicness of employment policies to bridge the gap among social classes while guaranteeing the equal opportunity in employment and increase transparency in operating those policies.

Keywords:

Youth, Perception on the Fairness of Opportunity, Employment Opportunity, Binomial Logistic Regression

키워드:

청년층, 공정성 인식, 취업 기회, 이항 로지스틱 회귀분석

1. 서 론

한국의 불평등 심화 현상은 20세기 후반부터 본격화되어 우리 사회의 주요 쟁점이 되고 있다(신광영, 2016). 특히 최근 코로나19 팬데믹의 영향으로 불평등이 더욱 심화되고 있다는 우려가 제기되고 있다. 위기 시 고용이나 소득에 대한 부정적 충격은 노동시장 내에서 상대적으로 취약한 특성을 지니는 집단에서 더욱 크게 나타나기 때문이다(성재민, 2020). 불평등에 관한 사회적 논의는 주로 소득이나 자산의 불평등을 주요 대상으로 하지만, 소득 획득 기회의 불평등, 그리고 불평등을 만들어 내는 사회구조에 대한 논의도 매우 중요하다(신광영, 2016). 우리 사회의 핵심적인 의제로 부상한 공정성은 불평등한 사회구조와 밀접하게 연계되어 있다. 자본주의 사회에서 자유로운 경쟁의 결과로 나타나는 불평등은 일면 자연스럽고 당연한 것으로 여겨질 수 있다(강우진, 2020). 그러나 사회구성원이 불평등을 자유로운 경쟁의 결과로 받아들이는 데는 전제조건이 있다. 불평등한 결과를 낳은 경쟁이 과연 공정하게 이루어졌는가가 그것이다. 그리고 공정한 경쟁의 출발점은 사회구성원 모두에게 경쟁의 기회가 공정하게 부여되었는가가 될 것이다.

불평등에 대한 사람들의 태도를 분석한 한 연구에 의하면, 사람들은 평등을 중요한 사회적 가치로 인식하지만, 실재 부의 이상적인 분배에 관해서 질문했을 때는 개인의 노력과 기여 정도에 따른 차등 분배를 선호한다(Starmans, Sheskin, & Bloom, 2017). 한국인을 대상으로 한 조사에서도 비슷한 결과가 보고된 바 있다. ｢한국 사회 공정성 인식조사 보고서｣에 따르면, 설문 응답자 중 다수가 분배에 있어 산술적 평등(27%)보다 개인의 능력과 노력에 따른 차등 분배가 더 공정하다(66%)고 여기는 것으로 나타났다(정한울, 2018). 이러한 역설적인 결과는 사람들이 불평등 그 자체보다는 불공정성을 더욱 문제시하며, 공정과 평등이 충돌할 때 공정한 불평등을 불공정한 평등보다 선호한다는 것을 암시한다. 이러한 측면에서 볼 때 공정이 우리 사회의 중요한 가치로 전면에 등장하게 된 이유는 불평등 심화 현상과 더불어 불평등의 결과를 낳는 경쟁의 기회가 공정하지 못하다고 여겨지기 때문이라고 할 수 있다.

공정이 중요한 이슈로 등장하면서 한국 사회에도 공정성과 관련된 다양한 논의와 연구들이 주목받고 있다. 공정성에 관한 분석적 논의에서는 세 차원의 공정성을 확인할 수 있다. 결과 또는 분배 공정성, 절차 공정성, 그리고 기회의 공정성 차원이다(조권중, 최지원, 2020). 한국 사회는 경제발전 위주의 압축성장 과정을 거쳐왔고, 그에 따라 공정성 논의도 주로 경제적 생산성이 강조되는 분배 공정성에 초점이 맞추어져 왔다(박효민, 김석호, 2015; 이희정, 2018). 공정성에 관한 기존 연구들의 공통된 주장은 공정성은 다차원적 속성을 지니며, 개인의 공정성 인식 및 태도에 미치는 요인도 복합적이라는 것이다(박효민, 김석호, 2015; 이희정, 2018; Leventhal, 1980; Deutsch, 1985). 따라서 공정성 인식에 영향을 미치는 요인도 인구학적 요인, 사회경제적 요인, 정치적 요인, 이데올로기적 태도, 심리적 요인 등 다양한 차원에서 분석이 이루어졌다.

한편, 보다 최근에는 기회의 공정성에 초점을 맞춘 연구들도 활발히 진행되고 있다. 기회의 공정은 개인 차원에서뿐만 아니라 전체 사회 차원에서 매우 중요한 연구주제가 된다. 개인적 차원에서 기회의 공정이 사회경제적 활동 참여를 통한 자아실현과 관련된다면, 사회적 차원에서 기회의 공정은 사회구성원들의 불평등에 대한 태도 형성을 통한 사회갈등 완화에 밀접하게 관련되기 때문이다(이희정, 박선웅, 2021). 기존 연구들에 의하면, 기회의 공정은 사회구성원의 불평등에 대한 태도 형성에 중요한 영향을 미친다(Kluegel & Smith, 1981; Ferreira & Gignoux, 2011; Fishkin, 2014; 장상수, 김상욱, 신승배, 2015). 기회가 공정하다면 결과로서 나타나는 사회경제적 불평등이 어느 정도 정당성을 갖게 되며, 따라서 불평등으로 촉발되는 다양한 사회갈등이 완화될 수 있다. 또한, 기회 공정성 인식은 불평등을 보정하는 각종 재분배정책에 대한 개인의 태도에도 영향을 미친다(Checchi & Peragine, 2010). 개인이 자신이 속한 사회의 기회 공정성을 긍정적으로 인식하고 있다면 불평등을 보정하기 위한 사회복지 정책이나 재분배정책 등 정부의 개입에 대한 지지도는 낮아지기 때문이다(Fleurbaey & Peragine, 2013). 이러한 이유로 사회구성원의 기회 공정성에 대한 인식 및 태도는 사회운영과 통합의 측면에서 매우 중요한 문제가 된다.

본 연구는 사회구성원들 가운데 특히 청년층의 기회 공정성 인식에 주목한다. 한국 사회에서 청년층은 다른 연령층보다 기회의 공정에 상대적으로 더욱 민감하다고 여겨진다(김영미, 2016; 박원익, 조윤호, 2019; 이희정, 박선웅, 2021). 생애과정의 관점에서 볼 때 청년기는 교육을 마치고 본격적으로 경쟁사회에 진입하는 시기로, 이 시기에 ‘기회의 공정성’이 매우 중요한 문제가 되는 것은 당연하다고 할 수 있다. 특히 현재 20-30대에 속하는 청년층은 ‘공정성 세대’라고 불릴 만큼 공정성에 민감한 세대로 평가된다(박원익, 조윤호, 2019). MZ세대라고도 불리는 이들은 1990년대 말 외환위기 때 태어났거나 성장기를 보낸 사람들로, 장기적인 경기 불황, 지속적인 낮은 경제 성장률로 인해 치열한 경쟁이 일상화된 세대라고 할 수 있다. 좁아진 취업문과 집값 상승으로 인한 주거 불안 등이 이들을 다른 어느 세대보다 공정한 경쟁에 민감해지도록 만들었다는 것이다. 더 나아가 이들은 신자유주의적 주체로 훈련된 세대로, 연대나 공동체적 가치를 경험한 적이 없으며, 따라서 개인의 노력과 능력에 기반해서 획득된 것이 아닌 모든 기회와 결과는 불공정하다고 여긴다는 해석 또한 제기된다(조혜정, 2018).

그러나 또 다른 한편, 청년층이 다른 연령층보다 유독 공정성에 민감하며 엄격하다는 인식은 한국 사회의 공정성 담론에서 주로 다루는 문제들과도 관련이 있다. 공정성에 관한 언론보도를 분석한 한 연구보고서에 따르면, 한국 사회의 공정성 담론에서 두드러지게 나타나는 문제는 대학입시와 일자리 문제였다(조권중, 최지원, 2020). 대학입시와 취업은 불평등한 사회구조의 재생산과 밀접하게 연계된 문제임과 동시에 특히 청년층이 당면한 문제라고 할 수 있다. 이러한 상황에서 청년층이 다른 연령층보다 공정성 문제에 더욱 민감하다고 여겨지게 지는 것은 일면 당연하다고 할 수 있다.

청년층의 기회 공정성에 대한 부정적 인식은 불공정과 불평등으로 인한 사회갈등을 야기할 뿐만 아니라 더 나아가 세대 간 갈등으로 확대되어 사회통합을 약화시킬 가능성이 있다. 이러한 상황에서 청년층의 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 주요 요인들을 밝혀내고 그 특징을 이해하는 것은 중요하다. 공정성을 둘러싼 사회갈등을 완화하고 사회통합을 도모하기 위한 효과적인 정책 수립에 도움을 줄 수 있기 때문이다. 이에 본 연구는 청년층의 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인을 다른 연령층과 비교하여 분석하고자 한다. 청년층의 기회 공정성 인식의 특징을 밝혀내기 위해서는 이를 다른 연령층과 비교하는 작업이 필수적이기 때문이다. 따라서 본 연구가 제기하는 연구 문제는 다음과 같다. 한국인들의 기회 공정성 인식 형성에 핵심적인 영향을 미치는 요인들은 무엇인가? 청년층의 기회 공정성 인식에 핵심적인 영향을 미치는 요인들은 무엇이며, 다른 연령층과 비교했을 때 어떠한 차이가 있는가? 이러한 연구 문제에 답을 구하기 위하여 본 연구는 2020년 ｢사회통합실태조사(Korea Social Integration Survey: KSIS)｣ 자료를 활용하여 청년층과 중장년층, 그리고 노년층의 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들을 밝혀내고, 그 차이를 비교·분석하고자 한다.

2. 이론적 논의 및 선행 연구

1) 기회의 공정성

기회의 공정성에 대한 이론적 논의의 출발점은 롤스(Rawls)의 정의론(1999[1971])에서 찾을 수 있다. 롤스는 사회계약론의 바탕 위에서 정의의 원칙은 공정한 절차를 바탕으로 구성원들의 합의를 통해 도출되어야 한다고 주장했다. 정의의 원칙은 자연법으로 이미 주어진 것이 아니라 구성원들이 공정한 절차를 거친 합의를 통해 스스로 만들어야 한다는 것이다. 롤스는 최대 다수의 최대 행복을 추구하는 공리주의(Utilitarianism)를 비판하면서, 정의로운 사회 운영의 가치로서 평등의 중요성을 강조하였다(구교준, 김희강, 최영준, 이희철, 박일주, 2016). 그는 천부적 재능이나 자질과 같은 자연적 운(natural luck)이나 사회적 지위와 같은 사회적 운(social luck)은 도덕적 정당성이 없는 우연적인 것이므로 중립화하여야 하며, 그 바탕 위에서 공정한 기회균등을 보장해야 한다고 주장했다(황경식, 2021). 즉, 그는 형식적 기회균등과 실질적 기회균등을 넘어서는 ‘공정한 기회균등’을 주장한 것이다. 롤스에 의하면, 형식적 기회균등은 지위와 직무가 모든 사람에게 개방되는 것을 의미하며, 이는 자유방임적 사회의 기회균등이다. 그러나 이러한 형식적 기회균등은 자연적 운과 사회적 운을 방치하기 때문에 그러한 운을 갖지 못한 사람들에게 자신의 능력을 발휘할 기회가 주어지지 않을 여지를 용인한다. 한편, 실질적 기회균등은 자연적 운은 방치하나 사회적 운의 영향력은 완화 또는 약화하는 자유주의적 평등체제가 작동하는 자유주의 사회의 기회균등이라고 할 수 있다. 즉, 사회적 지위나 계층에 상관없이 유사한 능력, 재능, 노력 등의 조건을 충족시키는 사람에게 비슷한 지위와 직무의 기회가 실질적으로 보장되는 것이다. 그러나 롤즈는 실질적 기회균등 역시 자연적 운에 의한 차등은 방치하기 때문에 정의로운 체제에는 미치지 못한다고 보았다. 사회적 운과 마찬가지로 자연적 운도 도덕적 관점에서 정당성이 없는 우연적인 것이므로 자연적 자질로부터 기인하는 불평등 또한 조정 내지 완화할 필요가 있다는 것이다. 이러한 그의 생각은 그가 제시한 정의의 두 원칙을 통해 잘 드러난다. 그가 제시한 정의의 두 가지 원칙 가운데 제1원칙은 ‘평등한 자유의 원칙(principle of equal liberty)’으로, 모든 사람은 평등한 기본적 자유의 가장 광범위한 체계에 대해 평등한 권리를 가져야 한다는 것이다. 제2원칙은 ‘차등의 원칙(difference principle)’으로, 정당화될 수 있는 불평등의 조건을 제시한다. 롤스에 의하면 불평등이 정당성을 인정받을 수 있는 조건은 첫째, ‘최소수혜자(the least-advantaged)’ 즉, 사회에서 가장 불리한 처지에 놓인 사람들이 불평등한 분배로 인해 최대의 이익을 얻을 수 있어야 한다는 것이고, 둘째, 불평등한 분배에 있어서 보다 큰 이익을 차지할 수 있는 지위나 직책은 기회균등의 원칙에 의해 모든 사람에게 접근 가능해야 한다는 것이다. 즉, 그는 사회 운영의 정의로운 가치로서 평등의 중요성을 강조함과 동시에 보다 공정한 정의의 실현을 위해 정당화될 수 있는 불평등의 조건 또한 제시한 것이다.

롤스가 ‘공정으로서의 정의(justice as fairness)’를 제안한 이래, 기회의 공정을 실증적으로 분석하고자 하는 많은 경험적 연구들이 수행되어왔다. 기회 공정성을 실증적으로 분석하는 연구들은 주로 개인의 인구학적, 사회경제적 특성이 교육적 성취나 취업 등에 미치는 영향을 분석함으로써 공정성 정도를 측정하거나(Checchi & Peragine, 2010; Roemer & Trannoy, 2015; 장상수, 2000; 방하남, 김기헌, 2002; 신광영, 2016), 사회구성원들의 주관적 기회 공정성 인식을 측정(박종민, 1997; 신동준, 2012, 2013; 이병훈, 2017; 조정인, 2014; 김재우, 2019; 김나연, 2020; 강우진, 2020)하는 데 초점을 맞추고 있다. 이 가운데 기회 공정성 인식에 관한 기존 연구들은 사람들이 기회 공정성을 어떻게 인식하고 있는지, 그리고 세대 간 기회 공정성 인식 정도에 차이가 있는지 등을 분석한다(박종민, 1997; 신동준, 2012, 2013). 또한, 사회경제적 계층지위나 정치이념에 집중하여 그것이 개인의 기회 공정성 인식에 미치는 영향을 탐색하거나, 기회 공정성에 대한 인식 정도가 관련 정책 선호도나 삶의 만족도, 계층 이동성에 대한 믿음 등에 미치는 영향 등을 분석하는 연구들이 수행되었다(신동준, 2013; 이병훈, 2017; 조정인, 2014; 김재우, 2019; 김나연, 2020; 강우진, 2020).

한편, 청년층의 공정성 인식이 중요한 사회적 이슈로 등장함에 따라, 청년층의 기회 공정성 인식에 초점을 맞춘 연구들도 발표되었다. 예를 들면, 김영미(2016)는 청년들의 기회 공정성 인식에 가족의 사회경제적 배경이 핵심적인 영향을 미친다는 것을 발견했고, 이희정과 박선웅(2021)은 청년층의 기회 공정성 인식이 거주지역과 젠더(gender)의 조합에 따라 분화되고 차별화되고 있다는 것을 보여주었다. 그러나 청년층의 기회 공정성 인식 결정요인을 탐색하고, 이를 다른 연령층과 비교하여 그 차이를 분석하는 데 초점을 맞춘 연구는 찾아보기 어렵다. 청년층을 중심으로 공정성을 둘러싼 사회문제가 지속적으로 제기되고 있는 상황에서 청년층의 기회 공정성 인식 영향요인을 살펴보고, 이를 다른 연령층과 비교하여 그 특징을 정확히 파악하는 것은 중요하다. 공정성에 대한 청년층의 부정적 인식은 사회갈등을 심화시키며, 더 나아가 세대 간 갈등으로 확대되어 사회적 연대와 통합을 저해할 수 있기 때문이다. 이에 본 연구는 기회 공정성 인식에 핵심적인 영향을 미치는 요인들을 탐색한 후, 청년층의 기회 공정성 인식 결정요인에 초점을 맞추어 이를 다른 연령층과 비교·분석하고자 한다.

2) 선행연구: 공정성 인식 영향요인

공정성 인식과 관련된 기존 연구들은 개인의 경제·사회적 지위, 정치·사회적 요인, 신념체계와 가치 지향성, 사회적 자본 등의 영향력에 주목하고 있다. 먼저, 공정성 인식은 개인의 경제·사회적 지위 특성과 밀접한 관련이 있다. 버거와 그의 동료들(Berger et al., 1972)은 개인은 공정성을 평가할 때 자신의 사회경제적 지위 특성을 고려한다는 지위가치이론(Status value theory)을 주장한 바 있다. 이를 경험적으로 분석한 연구들에 의하면, 본인의 사회경제적 지위가 높을수록 사회체제가 공정하다고 인식하는 경향이 크며, 반대로 사회경제적 지위가 낮은 사람은 사회체제가 공정하지 않다고 인식하는 경향이 크다. 사회경제적 지위가 높은 사람들은 대체로 사회계층 구조 내에서 이득을 보는 사람들이기 때문에 사회체제의 공정성을 긍정적으로 인식하는 경향이 큰 반면, 사회경제적 지위가 낮은 사람들은 자신이 받는 낮은 보상이 불평등한 사회적 조건의 차이 때문이라고 인식하므로 사회체제의 공정성을 부정적으로 인식하는 경향이 크다는 것이다(Robinson & Bell, 1978; Shepelak, 1989; Lewin- Epstein, Kaplan, & Levanon, 2003; Gerlitz, Mühleck, Scheller, & Schrenker, 2012). 그런데, 개인의 사회경제적 지위가 기회 공정성 인식에 미치는 영향을 분석한 국내 연구에서는 일관된 결과가 도출되지 않고 있다. 자신의 사회경제적 지위가 높다고 생각할수록 기회 공정성을 긍정적으로 인식할 가능성이 높다는 연구 결과(신동준, 2013; 이병훈, 2017)가 있고, 사회경제적 지위의 효과가 일관되지 않다는 연구 결과(김이수, 2016; 강우진, 2020)도 있다.

정치적 이념 성향 또한 공정성 인식에 영향을 미치는 중요한 요인으로 볼 수 있다. 정치이념은 개인이 경쟁하는 가치에 우선순위를 부여할 때 영향을 미친다(Milton, 1973). 기존 연구에 의하면, 정치적으로 보수적인 이념 성향을 지닌 개인은 집단의 이익이나 전체 사회의 질서 유지를 우선시하는 반면, 진보적인 이념 성향을 지닌 개인은 평등의 가치를 우선시하는 경향을 지닌다(Jost, Glaser, Kruglanski, & Sulloway, 2003). 또한, 보수적 이념 성향을 지닌 사람들은 불평등을 완화시키기 위한 사회보장정책과 같은 제도적 개입에 비판적인 것으로 분석된다(Bierbrauer & Klinger, 2002; Lewin-Epstein et al., 2003; 전성표, 2006). 이는 보수적 성향을 지닌 사람들은 개인이 겪는 경제적 어려움의 책임이 해당 개인에게 있다고 여기는 경향이 있으며, 따라서 자신의 노력 부족에 상응하는 적은 보상을 받는 것을 당연하게 여기기 때문이라고 설명된다(Bierbrauer & Klinger, 2002). 즉, 보수적인 이념 성향을 지닌 경우, 전체 사회의 질서 유지와 안정을 위해 기존 체제를 지지할 가능성이 크고, 이는 불평등을 정당화하는 기제로 작동할 수 있다(Jost et al., 2003). 기회 공정성 인식에 관한 기존 연구도 이와 유사한 결과를 보고하고 있다. 보수적 이념 성향을 지닌 사람들은 기회가 균등하게 보장되어 있다고 인식할 가능성이 큰 반면, 진보적 이념 성향을 지닌 사람들은 기회 공정성을 부정적으로 인식할 확률이 크다(김이수, 2016; 강우진, 2020).

한편, 전체 사회의 경제적, 정치적 상황에 대한 인식 즉, 사회지향적 인식(sociotropic factors) 또한 공정성 인식과 밀접한 관련성을 갖는 요인으로 고려할 필요가 있다. 개인의 정치적 행위나 태도 및 판단에 영향을 미치는 다양한 요인들을 분석한 연구들에 의하면, 투표행위와 같은 정치적 행위나 사회의 공정성 평가, 또는 특정 정책에 대한 찬반 등과 같은 개인의 정치·사회적 행위 및 판단은 개인이 처한 경제적 상황에 대한 인식보다 사회지향적 인식과 더 큰 상관관계가 있다(Kinder & Kiewiet, 1981; Sears & Funk, 1999; Kumlin, 2004; Mansfield & Mutz, 2009; Davidson, Matusz, & Nelson, 2012). 즉, 사람들은 정치·사회적 행위나 태도를 결정할 때 개인적인 경제상황에 관한 인식보다 전체 사회의 경제적 상황에 대한 인식을 기준으로 삼는 경향이 크다는 것이다. 이러한 기존 논의를 고려할 때, 개인의 기회 공정성 인식은 사회지향적 인식과 중요한 상관관계를 가질 것이라 예측할 수 있다.

공정성 인식은 개인이 지닌 신념체계나 동기(motivation), 또는 지향하는 사회적 가치(social value orientation)에 의해서도 영향받는다(Hegtvedt & Cook, 2001; Hegtvedt, 2006). 신념체계는 문화적, 정치적 이데올로기(Jost & Kay, 2010), 또는 타인과 관련된 행위가치(Lerner, 1980) 등을 의미하며, 동기는 자기이익적 물질주의와 타인지향적 사회적 관심 등을 포괄한다(Gillespie & Greenberg, 2005; Skitka et al., 2010). 사회적 가치지향은 보상의 분배에 대하여 개인이 갖는 선호와 관련된다. 이는 친사회적, 개인주의적, 경쟁주의적 지향의 세 가지로 분류되는데, 기존 연구에 의하면 친사회적 지향성을 지닌 개인은 전체 사회 수준에서 높은 보상을 선호하고, 개인주의적 지향을 가진 개인은 보상 수준과 관계없이 자신이 받는 보상을 최대화하고자 하는 경향을 나타내며, 경쟁주의적 지향성을 가진 개인은 타인과 자신의 보상 결과를 비교하여 상대적으로 높은 보상을 선호하는 경향을 나타낸다(Messick & McClinktock, 1968; Van Lange et al., 1997). 개인의 신념이나 지향하는 가치가 공정성 인식에 미치는 영향에 주목한 기존 연구들은 개인의 이익과 공동체 이익의 상대적 중요성에 관한 판단 등에 따라 공정성 인식에 차이를 보인다고 분석했다. 이러한 연구에 따르면, 개인의 이익보다 공동체의 이익을 더 중시할수록 사회의 공정성 정도를 더욱 긍정적으로 인식하는 경향을 보이는 것으로 나타났다(김이수, 2016).

공정성 인식은 신뢰, 사회적 네트워크, 공동체 의식 등으로 개념화되는 사회적 자본(Putnam, 2000; Cook et al., 2005; Helliwell & Putnam, 2005)과도 밀접한 관련이 있다(Wilkinson, 2005; Baum, 2010). 사회적 자본과 공정성의 관계에 주목한 연구들은 높은 수준의 사회적 자본이 공정한 사회를 만드는 데 도움이 되며, 공정한 사회는 또한 높은 수준의 사회적 자본을 창출한다고 주장한다(Ferragina, 2010). 민주주의 사회에서는 사회적 정의 원리가 적용되는 여러 기관과 제도들(institutions)이 존재한다(Miller, 2003). 이들 기관과 제도들은 사회적으로 가치 있는 재화의 분배를 규제하는 정치, 경제, 사회적 역할을 담당한다. 권력을 지닌 대상에 대한 신뢰 정도가 공정성 인식의 핵심적인 요인이라는 주장(Tyler, 1990)에 따르면, 이러한 역할을 담당하는 기관 및 제도에 대한 신뢰 정도는 개인의 기회 공정성 인식에 중요한 영향을 미칠 수 있다(강우진, 2020).

본 연구는 기존 연구를 바탕으로 도출된 상기의 요인들이 개인의 기회 공정성 인식에 미치는 영향을 살펴보고, 각각의 요인들이 청년층의 기회 공정성 인식에 차별적인 영향을 행사하는지 다른 연령층과 비교를 통해 구체적으로 밝혀내고자 한다.

3. 분석자료 및 분석방법

1) 분석자료 및 분석대상

본 연구는 2020년 ｢사회통합실태조사(Korea Social Integration Survey: KSIS)｣ 자료를 이용하여 기회 공정성 인식 결정요인을 분석한다. ｢사회통합실태조사｣는 한국사회의 통합 수준에 대한 일반 국민의 인식 및 태도를 사회영역별로 파악하기 위해 한국행정연구원이 2013년 이래 매년 실시하고 있는 전국단위 조사로, 조사 시점 기준 국내 거주 만 19세 이상의 성인 남녀를 조사 모집단으로 한다. 통계청의 인구주택총조사 등록 센서스 자료를 표본추출틀로 사용하여 확률비례계통추출을 통해 조사구를 추출하고, 계통추출을 통해 가구를 추출하여 해당 가구의 가구원을 전부 조사한다. 조사는 매년 9월에서 10월까지 훈련받은 조사원의 면접조사를 원칙으로 실시되며, 상황에 따라 자기기입식 방식을 병행한다. 구체적 조사내용은 주관적 웰빙 및 역능성, 사회 참여, 정치 참여, 사회적 소통, 신뢰, 거버넌스, 공정성, 관용성 및 사회보장의 아홉 부분으로 구성된다. 또한, 성별, 연령, 학력, 직업, 소득수준, 혼인상태 등 응답자의 사회인구학적 배경을 가늠할 수 있는 질문들도 포함되어있어 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들을 분석하는 데 적합하다.

분석대상의 주요 특성은 <표 1>과 같다. 성별로는 남성과 여성이 각각 49.6%와 50.4%를 차지하고 있다. 연령대별로 30대 이하(20～30대)의 청년층이 32.03%, 40대 이상 60대 미만의 중장년층이 38.59%를 차지하고 있으며, 60대 이상의 노년층은 29.38%를 차지하고 있다. 교육 수준별로는 52%가 고등학교 이하, 48%가 대학교(전문대 포함) 이상이며, 거주지역별로는 80.42%가 도시지역에 거주하고, 19.58%가 비도시지역(농어촌) 거주자다.

<표 1>

분석대상의 구성

2) 분석변수

본 연구의 주요 분석변수는 <표 2>와 같다. 종속변수는 취업 기회 공정성 인식이다. ｢사회통합실태조사｣에는 “현재 우리 사회에서 다음 사항들이 어느 정도 공정하다고 생각하십니까?”라는 질문이 포함되어있고, 제시된 여러 가지 사항들 가운데 ‘취업 기회’가 포함되어있다. 취업 기회 공정성에 대한 응답자의 인식 정도는 ‘전혀 공정하지 않다(1점)’부터 ‘매우 공정하다(4점)’의 4점 척도로 측정하고 있다. 본 연구에서는 ‘매우 공정하다’와 ‘약간 공정하다’고 응답한 경우를 공정하다고 인식하는 것으로 분류하여 1의 값을 부여하고, ‘다소 공정하지 않다’와 ‘전혀 공정하지 않다’로 응답한 경우를 공정하지 않다고 인식하는 것으로 분류하여 0의 값을 부여하여 이항변수(binary variable)로 변환한 후 종속변수로 투입한다.

<표 2>

주요 변수의 정의 및 측정

독립변수는 공정성 인식에 대한 선행연구 및 기존 논의에 근거하여 도출된 인구사회학적 요인과 경제사회적 요인, 정치적 요인, 사회지향성 요인 및 가치지향성 요인을 포함한다. 먼저, 인구사회학적 요인으로는 성별, 연령, 교육 수준, 그리고 거주지역을 포함한다. 연령은 20-30대의 청년층과 40-50대의 중장년층, 그리고 60대 이상의 노년층으로 구분한다. 청년층의 연령대를 30대로 확장한 것은 학업 연장 및 취업의 지연 등으로 전반적인 생애과정 이행이 지연되고 있는 현실을 고려할 필요가 있기 때문이다(김영미, 2016; 이희정, 박선웅, 2021). 중장년층은 연구자 또는 법에 따라 다양하게 구분된다. 가령, 고령자고용촉진법은 50-55세 미만을 준고령자로 구분하고 있으며(박은선, 김지범, 2017), 통계청이 제공하는 ‘중장년층 행정통계’는 40-65세 미만을 중장년층으로 구분한다. 한편, 신광영(2016)은 중장년 세대를 가족생활에 필요한 경제적 자원을 마련하고, 자녀의 학업과 취업 등 자녀 교육을 담당하며, 퇴직 이후 노후를 대비해야 하는 세 가지 과제를 동시에 수행하는 생애과정의 시기로 규정하고, 이 시기를 40-59세로 구분하였다. 본 연구는 이를 따라 40-50대를 중장년층, 60대 이상을 노년층으로 구분한다. 청년층, 중장년층, 그리고 노년층으로 구분된 연령층 변수는 분석시 이항변수로 변환하여 투입한다. 교육 수준은 최종 학교 수준으로 측정하며, 최종 학교 수준은 재학, 휴학, 중퇴, 졸업을 모두 포함한다(신동준, 2013; 이병훈, 2017). 본 연구에서는 교육 수준을 고등학교 이하(0점)와 대학교(전문대 포함) 이상(1점)으로 구분한다. 교육 수준이 기회 공정성 인식에 미치는 영향을 분석한 기존 연구들은 다양한 결과를 제시하고 있다. 교육 수준이 높을수록 기회 공정성을 긍정적으로 인식한다(신동준, 2013)는 분석 결과가 있는 한편, 교육 수준이 높을수록 기회 공정성을 오히려 부정적으로 인식한다(김영미, 2016; 이병훈, 2017)는 결과도 있으며, 교육 수준은 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치지 않는다(김이수, 2016)는 결과도 제시된 바 있다. 거주지역은 도시지역(동부)과 비도시지역(읍면부)으로 구분한다. 거주지역 간의 경제발전 수준, 그리고 다양한 사회적 인프라의 차이 등으로 인해 지역 간의 불평등 인식 수준이나 공정성 인식에 차이가 발생할 수 있다(장동호, 2011; 황수경, 2015).

경제사회적 요인으로는 경제활동 지위와 주관적 계층인식을 포함한다. 기존의 공정성 연구는 계층 지위를 주로 소득, 직업, 재산 등과 같은 객관적 지표로 파악하고 있다(이희정, 2018). 그러나 보다 최근의 연구들은 객관적인 경제사회적 요인과 더불어 주관적 계층인식에 주목하는 경향이 강하다. 주관적 계층인식이 사회구성원의 의식이나 태도에 영향을 미치고 사회 불평등 구조와 사회구성원의 행위를 매개한다고 보기 때문이다(Kluegel & Smith, 1981; Kluegel & Matějů, 1995; Veenhoven, 2002). 이에 본 연구는 객관적 요인으로 경제활동 지위를 포함하고, 주관적 요인으로 개인의 주관적 계층인식을 포함한다. 경제활동 지위는 취업과 종사자의 지위를 동시에 고려한 기존 연구(김영미, 2016; 이병훈, 2017)를 참고하여 상용직 임금근로자의 경우 1의 값을 부여하고, 그 외의 경우 0의 값을 부여한 이항변수로 구성한다. 선행연구에 의하면 실업자 및 비정규직 종사자 또는 비경제활동인의 경우 사회경제적 성취기회 및 기회 공정성에 대해 부정적인 인식을 갖고 있는 것으로 나타나고 있다(이병훈, 2017). 이러한 결과를 고려하면, 고용의 안정성이 상대적으로 높은 상용직 임금근로자의 경우 기회의 공정성을 보다 긍정적으로 인식할 것이라고 예측할 수 있다. 주관적 계층인식은 ‘매우 낮음(0점)’부터 ‘매우 높음(10점)’까지 11점 척도로 측정한다. 주관적 계층인식이 기회 공정성 인식에 미치는 영향을 분석한 기존 연구들은 일관된 결과를 제시하고 있지 않다. 본인의 사회경제적 지위가 높다고 인식할수록 기회 공정성을 긍정적으로 인식할 가능성이 높다는 연구 결과(신동준, 2013; 이병훈, 2017)와 사회경제적 지위의 영향이 일관되지 않다는 결과(김이수, 2016; 강우진, 2020)가 모두 제시되고 있다.

정치적 요인으로는 정치적 이념 성향을 포함한다. 정치적 이념 성향은 ‘매우 보수적(1점)’부터 ‘매우 진보적(5점)’까지 5점 척도로 측정되었다. 선행연구에 의하면, 보수적 이념 성향을 지닌 개인은 기회의 공정성을 긍정적으로 인식할 가능성이 크며, 진보적 이념 성향을 지닌 개인은 기회 공정성을 부정적으로 인식할 확률이 크다(Jost et al., 2017; 김이수, 2016; 강우진, 2020).

사회지향적 인식 요인으로는 한국 경제 상황에 대한 만족도와 한국 정치 상황에 대한 만족도를 포함한다. 각각은 ‘전혀 만족하지 않는다(0점)’부터 ‘매우 만족한다(10점)’까지 11점 척도로 측정되었다. 사회지향적 인식과 정치적 행위 및 태도에 관한 기존 연구 결과(Kinder & Kiewiet, 1981; Sears & Funk, 1999; Kumlin, 2004; Mansfield & Mutz, 2009; Davidson, Matusz, & Nelson, 2012)를 고려하면, 전체 사회의 정치, 경제적 상황에 대한 만족도가 클수록 기회 공정성 역시 긍정적으로 인식할 것이라고 예측할 수 있다.

사회적 자본 요인으로는 기관 신뢰도를 포함한다. ｢사회통합실태조사｣는 17개의 사회 주요 기관들에 대한 신뢰 정도를 묻는 문항을 포함하고 있다. 제시된 기관은 중앙정부부처, 국회, 법원, 검찰, 경찰, 지방자치단체, 공기업, 군대, 노동조합단체, 시민단체, TV방송사, 신문사, 교육기관, 의료기관, 대기업, 종교기관, 금융기관으로, 각 기관에 대한 신뢰 정도는 ‘전혀 믿을 수 없다(1점)’부터 ‘매우 믿을 수 있다(4점)’까지의 4점 척도로 측정하고 있다. 본 연구는 17개의 사회기관에 대한 신뢰 정도의 평균값을 분석변수로 투입한다(cronbach’s alpha=.923). 제도에 대한 신뢰 정도에 주목하여 한국인들의 기회균등 인식 결정요인을 분석한 기존 연구에 의하면, 한국인들은 공정성을 주로 경쟁의 기회가 공정하게 보장되지 않는 제도의 문제로 인식하며, 따라서 사회를 운용하는 주요 기관 및 제도에 대한 신뢰 정도가 높을수록 기회 공정성을 긍정적으로 평가하는 것으로 보고되었다(강우진, 2020).

가치지향성을 측정하는 요인으로는 공동체 이익과 개인 이익에 대한 가치 지향성을 측정한 변수를 사용한다. 공동체의 이익과 개인의 이익 중 어느 것이 더 중요하다고 생각하십니까”라는 문항에 대한 답변을 ‘공동체의 이익이 더 중요하다(0점)’부터 ‘개인의 이익이 더 중요하다(10점)’까지의 11점 척도로 측정되었다. 공동체 이익을 중시할수록 기회 공정성을 긍정적으로 인식한다는 분석 결과가 보고된 바 있다(김이수, 2016).

3) 분석 방법

먼저 청년층과 중장년층, 그리고 노년층이 취업 기회 공정성을 어떻게 인식하고 있으며, 어떻게 변화하여 왔는가를 2014년에서 2020년까지의 ｢사회통합실태조사｣ 자료를 활용하여 살펴본다. 이를 통해 연령층별 취업 기회 공정성 인식의 차이 및 변화추이를 확인한 후, 2020년 사회통합실태조사 자료를 활용하여 취업 기회 공정성 인식의 결정요인을 분석한다.

본 연구는 기회 공정성 인식을 결정짓는 요인들을 분석하기 위해 이항 로지스틱 회귀분석(Binomial Logistic Regression Analysis) 방법을 사용한다. 로지스틱 회귀분석에 앞서 상관관계분석(Correlation Analysis) 및 분산팽창지수(Variation Inflation Factor, VIF) 확인을 통해 독립변수 간 다중공선성 존재 여부를 검토한다.

본 분석에 적용한 이항 로지스틱 회귀분석은 종속변수가 범주형으로 측정된 변수일 경우 활용되는 분석 방법으로, 독립변수가 이분형 종속변수의 두 항목 가운데 하나를 선택할 확률에 미치는 영향을 파악하기 위해 사용된다. 분석자료에서 취업 기회 공정성 인식은 모두 “전혀 공정하지 않다(1점)”부터 “매우 공정하다(4점)”까지 4점 척도의 서열형 변수(Ordinal variable)로 측정되었다. 본 연구는 이를 “공정하다”와 “공정하지 않다”로 이항변수화하여 종속변수로 투입하였다. 분석의 모형은 다음과 같이 표현된다.

L i^= α + β 1 X 1 i + β 2 X 2 i + . . . + β k X k i L i^= ln P 1 - P

위의 로지스틱 모형에서 $L i^$ 은 취업 기회가 ‘공정하다’라고 응답할 확률의 승산치(odds)를 로짓으로 변환한 것이다. 여기에서 승산치는 응답자가 취업 기회를 ‘공정하다’하고 응답할 확률인 P와 그렇지 않을 확률인 1-P 사이의 비율을 의미한다. α는 상수항, β_k는 독립변수 X_k의 회귀계수를 나타내는데, 이는 독립변수가 한 단위 증가할 때마다 승산치의 로짓이 해당 회귀계수만큼 변화한다는 것을 의미하며, 그 둘의 관계가 선형적 관계라는 것을 의미한다. 이와 같이 로지스틱 회귀분석은 범주형 종속변수에 대해서도 독립변수들의 선형적 관계를 검증할 수 있다. 또한, 로지스틱 회귀분석과 마찬가지로 범주형 종속변수일 경우 사용할 수 있는 판별분석과는 달리 독립변수의 정규분포 가정을 필요로 하지 않기 때문에 더미변수와 같은 이항변수를 독립변수로 투입하는 데 제약이 없다는 장점이 있다(홍세희, 2005).

본 연구에서 이항 로지스틱 회귀분석은 순차적으로 진행된다. 먼저 응답자 전체를 대상으로 하여 취업 기회 공정성에 영향을 미칠 것으로 예측되는 변수들을 모두 포함한 기본 모형을 추정한다. 이를 통해 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향력을 행사하는 요인들을 밝혀낸다. 다음으로, 기본 모형 분석 결과 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 밝혀진 각각의 요인들과 연령층의 상호교차항을 추가한 분석모형들을 추정한다. 앞선 분석이 전 연령층의 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 요인들을 밝혀내고자 하는 것이라면, 상호교차항을 포함한 분석은 각 요인의 영향력이 연령층에 따라 통계적으로 유의한 차이를 나타내는가를 검증하고자 하는 시도라고 할 수 있다. 이를 통해 청년층의 취업 기회 공정성 인식의 결정요인의 특징을 중장년층 및 노년층과 비교하여 드러낼 수 있다. 마지막으로 상호교차항을 포함한 모형들의 분석 결과, 연령층별로 기회 공정성 인식에 차별적 영향력을 행사하는 것으로 나타난 요인들을 대상으로 각 요인들의 변화에 따라 연령층별 기회 공정성 인식이 어느 정도 변화하는가를 추적한다. 이를 위해 연령층별로 취업 기회 공정성 인식에 대한 각 요인들의 한계효과 분석(Marginal effect analysis)을 실시한다.

4. 분석 결과

1) 취업 기회 공정성 인식의 변화 추이

청년층의 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들을 다른 연령층과 비교·분석하기에 앞서, 이들이 인식하는 기회 공정성이 어떻게 변화해 왔는가를 살펴보고자 한다. <그림 1>은 2014년부터 2020년까지 한국인의 취업 기회 공정성 인식의 변화추이를 청년층(20-30대)과 중장년층(40-50대), 그리고 노년층(60대 이상)으로 구분하여 나타낸다. 공정성 인식 정도는 “매우 공정하다(1점)”부터 “전혀 공정하지 않다(4점)”의 4점 척도로 측정되었으며, 연도별 평균치로 변화추이를 제시한다.

<그림 1>

연령층별 취업 기회 공정성 인식 변화 추이, 2014-2020

전반적으로 취업 기회가 공정하다는 인식은 2015년 이후 2017년까지 감소추세를 보이다가 2017년 이후 다시 증가하고 있다. 또한 사람들은 취업 기회를 ‘다소 공정하지 않다(2점)’와 ‘약간 공정하다(3점)’ 사이로 인식하고 있는 것으로 나타난다. 연령층별로 살펴보면, 청년층이 중장년층보다, 중장년층이 노년층보다 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하고 있다는 것을 확인할 수 있다. 연도별 변화추이를 살펴보면, 2014년에는 청년층 2.24점, 중장년층 2.31점, 노년층은 2.38점이었다가 2017년 청년층 2.10점, 중장년층 2.19점, 노년층 2.22점까지 하락했다. 그러나 2017년 이후 상승하여 2020년에는 청년층과 중장년층 2.43점, 노년층 2.53점을 나타내고 있다. 청년층과 중장년층의 취업 기회 공정성 인식은 2018년 이후 매우 근접해지다가 2020년 동일한 수준(2.43점)을 나타내고 있다. 그러나 청년층과 노년층의 취업 기회 공정성 인식은 2015년 이후 감소하다가 2019년 이후 다시 증가하고 있다는 것을 확인할 수 있다.

청년층이 취업 기회를 더욱 부정적으로 평가하는 것은 생애과정 중 청년기에 직면하는 가장 큰 문제 가운데 하나가 취업이고, 따라서 취업 기회 공정성에 더욱 민감하기 때문이라고 할 수 있다. 경제 성장률의 저하, 경기침체와 산업구조의 변화로 인한 안정적 일자리의 감소 등의 문제가 해결되지 못하고 장기간 지속되는 상황에서 제한된 일자리를 두고 벌이는 경쟁은 갈수록 치열해지고 있다. 이러한 상황에서 청년층은 다른 연령층보다 취업 기회의 공정성에 대한 민감도가 높을 수밖에 없다. 이는 한국 사회에 이미 대중화된 수저계급론이나 청년층을 중심으로 한 ‘88만 원 세대’나 ‘N포 세대’와 같은 자조 섞인 유행어의 확산으로도 잘 드러난다.

그렇다면, 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 핵심적 요인들은 무엇인가? 다른 연령층과 차이가 있는가? 만약 차이가 있다면 구체적으로 어떠한 차이가 존재하는가? 이에 대한 답을 구하기 위해 2020년 ｢사회통합실태조사｣를 분석자료로 사용하여 청년층의 취업 기회 공정성 인식 결정요인을 중장년층 및 노년층과 비교·분석하고 그 차이를 구체적으로 살펴보고자 한다.

2) 취업 기회 공정성 인식 결정요인: 청년층, 중장년층 및 노년층 비교

청년층의 취업 기회 공정성 인식 결정요인을 중장년층 및 노년층과 비교하여 분석하기 위해 취업 기회 공정성 인식을 종속변수로 하여 이항 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 분석에 앞서 다중공선성(multicollinearity)을 진단하기 위해 독립변수 간 상관관계 및 분산팽창지수(Variation Inflation Factor, VIF)를 확인하였다. 확인 결과, 독립변수 간 ±0.7 이상의 강한 상관관계가 존재하지 않았고, 모든 독립변수의 분산팽창지수 값은 10 이하였으며, 평균 분산팽창지수 값은 1.47으로 나타나 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단되었다(Baum, 2006).

이항 로지스틱 회귀분석은 크게 두 단계로 실시되었다. 먼저, 기존 연구 검토를 통해 도출된 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미칠 것으로 예측되는 요인들로 구성된 기본 모형(Model 1) 분석을 실시한다. 이를 통해 각 요인의 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향력의 통계적 유의미성 여부를 검증한다. 다음으로, Model 1 분석을 통해 취업 기회 공정성 인식에 통계적으로 유의미한 영향력을 행사하는 것으로 나타난 요인들과 연령층 변수의 상호교차항을 추가한 모형들(Model 2-N)의 분석을 실시한다. 이를 통해 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 요인들이 연령층에 따라 유의미한 차별적 영향력을 행사하는지를 검증한다. 독립변수 가운데 연령층의 준거집단으로는 노년층을 선정하였다. <표 3>은 취업 기회 공정성 인식 결정요인에 대한 이항 로지스틱 모형 분석 결과를 제시하고 있다.

<표 3>

취업 기회 공정성 인식 결정요인에 대한 로지스틱 회귀분석 결과

먼저 Model 1의 추정 결과를 보면, 인구사회학적 요인 가운데 연령층과 거주지역, 경제사회적 요인으로 고려한 변인들 가운데 주관적 계층인식, 사회지향적 인식 요인으로 포함한 요인 가운데 한국 경제 상황 만족도, 사회적 자본 요인으로 고려한 기관 신뢰도, 그리고 개인의 가치지향성을 나타내는 요인으로 포함한 개인 이익 지향성이 취업 기회 공정성 인식에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 요인들로 나타났다. 반면, 인구사회학적 요인들 가운데 성별과 교육 수준, 경제사회적 요인 가운데 객관적 요인으로 고려한 경제활동 지위, 그리고 정치적 이념성향 및 한국 정치 상황 만족도는 그 영향력이 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

구체적으로 살펴보면, 먼저 취업 기회 공정성 인식에 대해 연령층이 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 청년층과 중장년층의 경우, 준거집단으로 설정한 노년층에 비해 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 기회균등 인식에서 연령 효과를 확인하지 못한 선행연구(김이수, 2016; 강우진, 2020)와는 다른 결과이다. 그러나 고연령층에 해당할수록 사회경제적 성취 기회의 불공평과 기회 불평등의 심각성을 덜 부정적으로 평가한다는 연구 결과(이병훈, 2017)와는 맥을 같이 하는 결과라고 할 수 있다. 거주지역 효과의 경우, 도시 거주자는 여타 지역 거주자보다 취업 기회 공정성을 긍정적으로 인식하는 것으로 추정되었다. 이는 거주지역 간의 불평등 인식이나 공정성 인식에 차이가 존재한다는 기존 연구 결과(장동호, 2011; 황수경, 2015)를 지지하는 결과라고 할 수 있다. 비도시지역의 경우, 도시지역에 비해 교육과 취업 여건이 상대적으로 열악하며, ‘질 좋은 일자리’ 역시 부족(이상호, 2019)하기 때문에 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식할 가능성이 더 높다고 추론할 수 있다.

경제사회적 요인으로 고려한 경제활동 지위와 주관적 계층인식 가운데 주관적 계층인식은 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으나, 경제활동 지위의 유의미한 효과는 발견되지 않았다. 주관적 계층인식이 높을수록, 다시 말해 본인의 사회경제적 지위가 높다고 인식할수록 취업 기회가 공정하다고 인식하는 것으로 추정되었다. 이러한 결과는 개인의 사회경제적 지위를 나타내는 객관적 요인보다 주관적 요인, 즉 본인의 사회경제적 지위에 대한 주관적 인식이 사회 불평등 구조에 대한 의식 및 태도에 영향을 미친다는 주장(Kluegel & Smith, 1981; Kluegel & Matějů, 1995; Veenhoven, 2002)을 지지하는 결과임과 동시에, 본인의 사회경제적 지위가 높다고 인식할수록 기회 공정성을 긍정적으로 인식할 가능성이 높다는 선행연구 결과(심동준, 2013; 이병훈, 2017; 이희정, 2018)와 일치하는 결과이다.

한편, 사회지향적 인식 요인으로 포함한 한국 정치 상황 만족도와 한국 경제 상황 만족도 가운데, 정치 상황 만족도의 유의미한 효과는 나타나지 않았으나, 경제 상황 만족도는 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 전체 사회의 경제적 상황에 대한 인식이 긍정적일수록 취업 기회가 공정하다고 인식한다는 것이다. 이는 개인의 이해관계보다 사회지향적 관심(sociotropic concerns)이 개인의 정치적 행위나 태도, 또는 정치·사회적 사안에 대한 판단에 더 중요하게 작용한다는 기존 연구 결과(Mansfield & Mutz, 2009; Davidson, Matusz, & Nelson, 2012)와 맥을 같이 한다고 볼 수 있다.

사회적 자본 요인으로 고려한 기관 신뢰도 역시 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 사회를 운용하는 주요 기관에 대한 신뢰도가 상승할수록 취업 기회 공정성을 보다 긍정적으로 인식한다는 것이다. 이러한 결과는 사회적으로 가치 있는 재화의 분배를 규제하며 전체 사회를 운용하는 주요 기관 및 제도들에 대한 신뢰 정도가 사회구성원의 공정성 인식의 핵심적인 요인이라는 기존의 주장(Tyler, 1990; 강우진, 2020)을 지지하는 결과라고 할 수 있다.

가치지향성의 효과를 검증하기 위해 포함한 개인 이익 지향성 역시 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 공동체의 이익보다 개인의 이익을 더 중시할수록 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하는 것으로 확인되었다. 이는 공동체의 이익을 중시하는 개인이 그렇지 않은 개인에 비해 교육 및 취업 기회 공정성을 긍정적으로 인식한다는 선행연구 결과와 일치한다(김이수, 2016).

정리하면, 한국인들의 취업 기회 공정성 인식은 연령층과 거주지역, 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도, 기관 신뢰도, 그리고 개인 이익 지향성에 의해 영향받는 것으로 나타났다. 반면, 성별이나 교육 수준, 경제활동 지위, 정치적 이념성향 및 한국 정치 상황 만족도는 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향력을 행사하지 않는 것으로 나타났다. 그렇다면, 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 것으로 확인된 요인들은 청년층을 포함한 모든 연령층에 동일한 영향력을 행사하는가? 아니면 연령층에 따라 차별적 영향력을 행사하는가? 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 차별적 영향력을 행사하는 요인이 있다면 그 요인은 무엇이며, 구체적으로 어떠한 차이를 나타내는가?

청년층의 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들의 특징을 구체적으로 살펴보기 위하여 Model 1의 추정 결과 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 확인된 요인들이 연령층별로 차별적인 영향력을 행사하는가를 검증하였다. 이를 위해 각 요인과 연령층 변수의 상호교차항을 추가 투입하여 분석하였다. Model 2-1은 연령층과 주거지역의 상호교차항을, Model 2-2는 연령층과 주관적 계층인식의 상호교차항을, Model 2-3은 연령층과 한국 경제 상황 만족도의 상호교차항을, Model 2-4는 연령층과 기관 신뢰도의 상호교차항을, Model 2-5는 연령층과 개인 이익 지향성의 상호교차항을 추가 포함하고 있다. Model 1의 분석이 전 연령층을 대상으로 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 공통요인들을 밝혀내기 위한 것이었다면, 상호교차항을 포함한 모형의 분석은 각 요인의 영향력이 연령층별로 유의미한 차이를 나타내는가를 검증하고자 하는 시도라고 할 수 있다. 분석 결과,

연령층과의 상호작용항이 통계적으로 유의미하게 나타난 요인은 주관적 계층인식(Model 2-2), 한국 경제 상황 만족도(Model 2-3), 그리고 기관 신뢰도(Model 2-4)였다. 반면, 거주지역(Model 2-1)과 개인 이익 지향성(Model 2-5)은 취업 기회 공정성 인식에 대해 연령층별로 유의미한 차별적 효과가 없는 것으로 나타났다. 다시 말해, 모든 연령층에서 도시지역 거주자들은 비도시지역 거주자보다 취업 기회 공정성을 긍정적으로 인식하고 있으며, 또한 모든 연령층에서 공동체의 이익보다 개인의 이익을 중시할수록 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하는 것으로 추정된다.

취업 기회 공정성 인식에 대해 연령층별로 차별적 효과가 확인된 요인들의 영향력을 보다 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. Model 2-2는 연령층과 주관적 계층인식의 상호교차항을 추가한 모형으로, 이 모형에서 상호교차항은 준거집단인 노년층의 주관적 계층인식이 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향과 비교집단인 청년층과 중장년층의 주관적 계층인식이 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향의 차이를 나타낸다. 분석 결과, 중장년층과 주관적 계층인식의 상호교차항은 통계적으로 유의미하지 않지만, 청년층과 주관적 계층인식의 상호교차항은 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 승산비(Odds ratio)로 보면, 청년층의 주관적 계층인식이 1단위 상승할수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 승산이 준거집단인 노년층과 비교하여 약 1.073배(7.3%¹⁾) 증가하는 것으로 나타났다. 다시 말해, 청년층의 주관적 계층인식에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화가 노년층의 주관적 계층인식에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화와 비교하여 통계적으로 유의미하게 큰 것으로 나타났다.

Model 2-3은 연령층과 한국 경제 상황 만족도의 상호교차항을 추가한 모형으로, 이 모형에서 상호교차항은 준거집단인 노년층의 한국 경제 상황 만족도에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화와 비교집단인 청년층 및 중장년층의 한국 경제 상황 만족도에 따른 취업 기회 공정성 인식 변화의 차이를 나타낸다. 분석 결과, 중장년층은 노년층과 비교하여 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났으나, 청년층은 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다. 마찬가지로 승산비로 보면, 청년층의 한국 경제 상황 만족도가 1단위 상승할수록 준거집단인 노년층과 비교하여 취업 기회를 공정하다고 인식할 승산이 약 1.067배(6.7%) 상승하는 것으로 나타났다. 즉, 청년층의 한국 경제 상황 만족도에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화가 노년층과 비교하여 유의미하게 크다는 것이다.

Model 2-4는 연령층과 기관 신뢰도의 상호교차항을 추가한 모형으로, 이 모형에서 상호교차항은 준거집단인 노년층의 기관 신뢰도에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화와 청년층 및 중장년층의 기관 신뢰도에 따른 취업 기회 공정성 인식 변화의 차이를 나타낸다. 분석 결과, 중장년층은 노년층과 비교하여 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났으나, 청년층은 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다. 승산비로 볼 때, 청년층의 기관 신뢰도가 1단위 상승할수록 준거집단인 노년층과 비교하여 취업 기회를 공정하다고 인식할 승산이 약 0.753배(24.7%) 감소하는 것으로 나타났다. 즉, 기관 신뢰도가 높을수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 높아지나, 기관 신뢰도가 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향이 노년층보다 유의미하게 작다는 것을 의미한다.

정리하면, 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인으로 나타난 주거지역, 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도, 기관 신뢰도, 그리고 개인 이익 지향성 가운데 주거지역과 개인 이익 지향성을 제외한 나머지 요인들은 연령층에 따라 차별적 영향력을 행사하는 것으로 나타났다. 특히 청년층의 경우, 준거집단으로 삼은 노년층과 비교 시 각 요인의 차별적 영향력이 통계적으로 유의미한 것으로 분석되었다. 주관적 계층인식과 한국 경제 상황 만족도 1단위 상승 시 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률의 증가는 노년층에 비교하여 청년층에서 유의미하게 큰 것으로 나타났으며, 기관 신뢰도의 경우에는 기관 신뢰도 1단위 상승 시 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률의 변화가 청년층의 경우 노년층보다 유의미하게 작은 것으로 나타났다.

그런데, Model 2-1부터 Model 2-5에서 상호교차항은 준거 연령층 집단인 노년층과 비교 연령층 집단인 청년층 및 중장년층 각각에 대한 독립변수의 영향의 차이를 검증하는 변수이기 때문에 개별 연령층 집단에서 독립변수의 영향을 상세하게 보여주지 않는다. 따라서 연령층 집단별로 취업 기회 공정성 인식에 대한 각 독립변수의 한계효과, 다시 말해 개별 연령층 집단마다 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도, 그리고 기관 신뢰도가 변화할 때 취업 기회 공정성 인식이 어느 정도 변화하는지 살펴볼 필요가 있다. <그림 2>부터 <그림 4>는 연령층별 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 차별적 영향을 미치는 것으로 나타난 요인들의 한계효과를 추정한 결과를 그래프로 제시한다. 먼저, <그림 2>는 연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 주관적 계층인식의 한계효과를 추정한 결과를 보여준다.

<그림 2>

연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 주관적 계층인식의 한계효과

먼저, 분석에 포함된 전체 연령층에서 주관적 계층인식이 높을수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 증가하는 것을 확인할 수 있다. 그러나 연령층별로 비교해보면, 주관적 계층인식이 낮은 경우(0～4점), 청년층이 중장년층이나 노년층보다 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 낮지만, 주관적 계층인식이 상승할수록(6～10점) 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률은 중장년층 및 노년층에 비해 상대적으로 크게 증가하는 것을 확인할 수 있다. 즉, 주관적 계층인식이 낮은 청년층은 중장년층과 노년층보다 취업 기회 공정성을 더 부정적으로 인식하는 반면, 주관적 계층인식이 중상층 이상인 청년층의 경우에는 중장년층 및 노년층보다 취업 기회가 공정하다고 인식할 확률이 높다. 이는 주관적 계층인식이 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향력은 중장년층이나 노년층에서보다 청년층에서 현저하다는 것을 보여준다.

다음으로 <그림 3>은 연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 한국 경제 상황 만족도의 한계효과를 추정한 결과를 보여준다.

<그림 3>

연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 한국 경제 상황 만족도의 한계효과

전반적으로 한국 경제 상황에 대한 만족도가 높을수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 증가하는 것으로 나타났다. 그러나 연령층별로 살펴보면, 노년층의 경우, 취업 기회 공정성 인식에 있어서 한국 경제 상황 만족도의 영향력이 매우 미미한 것으로 나타났다. 반면에 청년층과 중장년층의 경우, 한국 경제 상황에 대한 만족도가 커질수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 증가하는 것으로 나타났으며, 특히 청년층의 경우 그 증가세가 상대적으로 더 큰 것으로 추정되었다. 이는 한국 경제 상황 만족도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향력은 청년층에서 가장 크다는 것을 보여준다.

다음으로 <그림 4>는 연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 기관 신뢰도의 한계효과를 추정한 결과를 보여준다.

<그림 4>

연령층별 취업 기회 공정성 인식에 대한 기관 신뢰도의 한계효과

<그림 4>에서 나타나듯, 모든 연령층에서 기관 신뢰도가 높을수록 취업 기회가 공정하다고 인식할 확률은 증가하는 것을 확인할 수 있다. 그러나 증가 정도는 연령층별로 차이를 나타내고 있다. 즉, 기관 신뢰도가 낮은 경우, 청년층과 중장년층, 그리고 노년층 모두 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률이 거의 동일하게 낮으나, 기관 신뢰도가 상승할수록 취업 기회를 공정하다고 인식할 확률은 청년층보다 중장년층이, 그리고 중장년층보다는 노년층이 상대적으로 더 크게 상승하는 것을 확인할 수 있다. 다시 말해, 기관 신뢰도의 변화에 따른 취업 기회 공정성 인식의 변화는 청년층보다 중장년층과 노년층에서 두드러진다. 이는 기관 신뢰도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향은 청년층보다 중장년층과 노년층에서 더 크다는 것을 의미한다.

이상에서 살펴본 바와 같이, 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 요인으로 나타난 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도 및 기관 신뢰도는 연령층에 따라 영향력의 유의미한 차이를 나타내고 있다. 주관적 계층인식과 한국 경제 상황 만족도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향은 청년층의 경우가 중장년층과 노년층보다 유의미하게 크며, 기관 신뢰도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향은 청년층의 경우가 중장년층과 노년층의 경우보다 유의미하게 작다고 정리할 수 있다.

5. 결론 및 논의

공정은 시대를 넘어서는 보편적 가치이지만, 사회 불평등이 심각해질수록 더욱 강조되며 동시에 이를 둘러싼 사회갈등도 더욱 두드러지는 경향을 보인다. 최근 발표된 세계 불평등 보고서에 따르면, 한국은 1980년대 이후 소득과 부의 격차가 지속해서 벌어져 2021년 상위 10%가 차지하는 소득과 부가 하위 50%보다 각각 약 14배와 52배 많은 것으로 분석되었다(Chancel, Piketty, Saez, & Zucman, 2022). 사회 불평등이 심화할수록 불평등의 결과를 낳은 기회구조의 공정성에 대한 의문이 증폭된다. 한국 사회에서는 최근 몇 년간 기회의 공정을 둘러싼 문제가 반복적으로 제기되고 있다. 특히, 장기간 지속되는 경제성장의 둔화와 경기침체 상황에서 제한된 일자리를 둘러싼 경쟁이 더욱 치열해지면서, 취업 기회의 공정성 문제가 더욱 주목받고 있다. 취업이 청년층에 국한되는 문제는 아니지만, 생애과정 중 청년기의 중요한 과업 중 하나가 취업이라는 점에서 청년층은 다른 연령층보다 취업 기회의 공정성 문제에 민감할 수 있다. 한국 사회 청년층은 다른 세대보다 기회의 공정을 가장 부정적으로 평가하고 있다(김영미, 2016)는 분석 결과도 이러한 청년층의 특수성을 반영하는 것이라고 할 수 있다.

본 연구는 청년층의 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들을 중장년층 및 노년층과 비교하여 분석하였다. 2020년 ｢사회통합실태조사｣자료를 활용하였으며, 이항 로지스틱 회귀분석(Binomial Logistic Regression Analysis)을 적용하여 분석하였다. 공정성 인식에 관한 기존 연구 검토를 통해 도출된 인구사회학적 요인, 경제사회적 요인, 정치적 요인, 사회지향적 인식 요인, 그리고 가치지향성 요인들이 취업 기회 공정성에 미치는 영향을 밝혀내고, 각 요인이 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 차별적인 영향을 미치는지, 그렇다면 그 차이는 구체적으로 무엇인지를 다른 연령층과의 비교를 통해 살펴보았다. 분석 결과를 요약하면 다음과 같다.

먼저, 취업 기회 공정성 인식은 인구사회학적 요인 가운데 연령층과 거주지역, 경제사회적 요인 가운데 주관적 계층인식, 사회지향적 인식요인 가운데 한국 경제 상황에 대한 만족도, 사회자본 요인으로 고려한 기관 신뢰도, 그리고 가치지향성 요인으로 포함한 개인 이익 지향성에 유의미한 영향을 받는 것으로 나타났다. 구체적으로, 청년층과 중장년층은 노년층에 비해, 비도시지역 거주자들은 도시지역 거주자들에 비해 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하고 있는 것으로 나타났다. 또한, 전체 사회의 경제상황에 대한 인식이 긍정적일수록 취업 기회 공정성을 긍정적으로 인식하는 것으로 나타났으며, 공동체의 이익보다 개인의 이익을 더 중시할수록 취업 기회 공정성을 부정적으로 인식하는 것으로 나타났다.

다음으로, 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 영향을 미치는 요인들의 특징을 구체적으로 살펴보기 위하여 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 것으로 확인된 요인들이 연령층별로 차별적인 영향력을 행사하는가를 분석하였다. 분석 결과, 취업 기회 공정성 인식에 유의미한 영향을 미치는 요인으로 추정된 요인들 가운데 거주지역과 개인 이익 지향성을 제외한 주관적 계층인식, 한국 경제 상황 만족도, 그리고 기관 신뢰도는 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 통계적으로 유의미한 차별적 영향력을 행사하는 것으로 나타났다. 구체적으로, 주관적 계층인식과 한국 경제 상황 만족도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향은 중장년층 및 노년층과 비교하여 청년층에서 유의미하게 큰 것으로 나타났다. 반면, 기관 신뢰도가 취업 기회 공정성 인식에 미치는 영향은 중장년층 및 노년층과 비교하여 청년층에서 유의미하게 작은 것으로 분석되었다. 이러한 분석 결과가 함의하는 바는 다음과 같다.

분석 결과에서 확인할 수 있듯, 모든 연령층에서 취업 기회 공정성 인식은 사회경제 지위 의존적이다. 청년층과 중장년층, 그리고 노년층 모두 자신의 사회경제적 계층이 높다고 인식할수록 취업 기회 공정성을 긍정적으로 인식하고 있는 것으로 나타났다. 이는 개인이 공정성을 평가할 때 자신이 사회경제적 지위를 고려한다는 기존 연구의 주장을 지지하는 결과라고 할 수 있다(Robinson & Bell, 1978; Shepelak, 1989; Lewin-Epstein et al., 2003; Gerlitz et al., 2012; 신동준, 2013; 이병훈, 2017). 그런데, 주관적 계층인식이 기회 공정성 인식에 미치는 영향력은 청년층의 경우에 상대적으로 더 큰 것으로 나타났다. 또한, 청년층의 취업 기회 공정성 인식은 본인의 사회경제적 지위에 대한 주관적 인식뿐만 아니라 전체 사회의 경제 상황에 대한 인식에 의해서도 다른 연령층에 비해 상대적으로 큰 영향을 받는 것으로 나타났다. 기존 연구에 의하면, 개인은 정치·사회적 행위나 태도를 결정할 때 자신의 이해관계 또는 경제상황에 대한 인식보다 전체 사회의 경제상황에 대한 인식과 같은 사회 지향적 인식이 중요하게 작용하는데, 이는 자신의 행위나 판단이 자신의 직접적인 이해관계에 미치는 영향을 평가하기 어렵기 때문으로 설명된다(Mansfield & Mutz, 2009; Davidson, Matusz, & Nelson, 2012). 따라서 이러한 결과는 청년들은 취업 기회 공정성을 자신과 직접적인 관련이 있는 문제임과 동시에 전체 사회와 관련된 문제로 인식하고 있기 때문이라는 것을 암시한다. 공정성에 대한 긍정적 인식은 사회 불평등을 정당화하는 기제로 작동하면서 이를 둘러싼 사회갈등을 완화시키는 기능을 한다(Shepelak, 1989; Hurst, Gibbon, & Nurse, 2016)고 할 때, 이러한 결과는 경제 상황이 악화될수록, 또 불평등과 양극화 현상이 심화할수록 청년층을 중심으로 한 사회갈등이 더욱 고조될 수 있다는 것을 시사한다. 이는 우리 사회에서 공정성을 둘러싼 사회갈등의 중심에 빈번하게 청년층이 소환되고 있다는 현실에서도 잘 드러난다. 청년층을 중심으로 제기되는 사회갈등은 세대 간 갈등으로 확대되어 사회 연대감을 약화시키고, 더 나아가 사회통합을 심각하게 저해할 가능성이 있다.

기관 신뢰도 또한 취업 기회 공정성 인식에 중요한 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 그러나 기관 신뢰도의 상승에 따라 기회 공정성을 긍정적으로 인식하는 정도는 청년층보다 중장년층, 특히 노년층에서 더욱 뚜렷한 것으로 나타났다. 다시 말해, 기관 신뢰도의 상승이 취업 기회 공정성 인식에 미치는 긍정적인 영향이 청년층에서는 다른 연령층에 비해 상대적으로 크지 않다는 것이다. 이는 사회구조를 결정하는 주요 기관과 이들이 운용하는 제도에 대한 사회구성원들의 신뢰도 상승을 위한 노력이 청년층의 기회 공정성 인식의 향상에 큰 효과를 발휘하지 못하고 있다는 것을 암시한다.

공정성에 대한 사회구성원들의 인식이 부정적이라면 현실의 불평등에 대한 불만과 갈등을 심화시킬 수 있다. 불평등을 둘러싼 사회갈등의 심화는 나아가 사회연대 의식을 약화시키고 사회통합을 저해한다. 반면, 공정성에 대한 사회구성원들의 인식이 긍정적이라면, 이는 불평등을 둘러싼 사회갈등을 완화하는 완충작용을 함으로써 사회통합에 기여할 수 있다. 공정성 인식에 관한 선행연구들이 공통적으로 지적하고 있듯, 공정성 인식 및 태도에 미치는 요인들은 복합적이다(박효민, 김석호, 2015; 이희정, 2018; Leventhal, 1980; Deutsch, 1985). 본 분석 결과에서도 확인할 수 있듯, 사회구성원의 기회 공정성 인식은 다차원적인 요인들에 의해 결정된다. 따라서 사회구성원들의 기회 공정성 인식 향상을 위해서는 다차원적인 접근이 필요하다. 특히 한국 사회에서 공정성을 둘러싼 사회갈등이 많은 경우 청년층을 중심으로 제기되는 현실을 고려할 때, 청년층의 기회 공정성 인식의 향상을 위한 다각도의 노력이 필요하다. 특히, 주관적 계층인식과 한국 경제 상황에 대한 인식이 청년층의 취업 기회 공정성 인식에 상대적으로 큰 영향력을 행사한다는 본 분석 결과를 고려할 때, 청년층의 기회 공정성 인식의 향상을 위해서는 중하위계층에 속하는 청년층을 대상으로 노동시장에서의 기회 차별을 해소할 수 있는 고용정책의 공공성이 제고될 필요가 있다. 또한, 기관 신뢰도가 청년층의 기회 공정성 인식에 미치는 긍정적인 영향이 다른 연령층에 비해 상대적으로 작다는 본 분석 결과를 고려할 때, 청년들에게 공정한 경쟁의 기회를 보장하는 제도의 수립 및 수립된 제도의 투명하고 엄격한 운용을 사회구성원들이 확인할 수 있어야 할 것이다.

Acknowledgments

본 연구는 2021년 대한민국 교육부와 한국연구재단의 지원을 받아 수행된 연구임(NRF-2021S1A5A2A03065899).

Notes

1) 독립변수 1단위 증가시 승산에 있어서의 변화 백분율은 100(exp(β)-1)%로 계산된다.

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변수	정의 및 측정
종속변수
취업 기회 공정성 인식	1=전혀 공정하지 않다 ~ 4=매우 공정하다
독립변수
성별	1=여성, 0=남성
연령대	1=20-30대, 2=40-50대, 3=60대 이상
교육수준	1=대학교 이상, 0=고등학교 이하
경제활동 지위	1=상용임금근로자, 0=기타
거주지역	1=도시지역, 0=비도시지역
주관적 사회계층	0=매우 낮다 ~ 10=매우 높다
정치적 이념성향	1=매우 보수적 ~ 5=매우 진보적
경제상황 만족도	0=매우 낮다 ~ 10=매우 높다
정치상황 만족도	0=전혀 만족하지 않는다 ~ 10: 매우 만족한다
기관(제도) 신뢰도	1=전혀 신뢰하지 않는다 ~ 4=매우 신뢰한다
개인 이익 지향성	0=공동체 이익이 더 중요 ~ 10=개인의 이익이 더 중요

	Model 1	Model 2-1	Model 2-2	Model 2-3	Model 2-4	Model 2-5
주: p<0.1, p<0.05, **p<0.01. 괄호 안은 standard error 값임.
성별	-0.029 (0.047)	-0.029 (0.047)	-0.032 (0.047)	-0.031 (0.047)	-0.029 (0.047)	-0.028 (0.047)
연령층 (ref.=노년층)
청년층	-0.189** (0.077)	-0.270* (0.143)	-0.547*** (0.207)	-0.466*** (0.169)	0.461 (0.330)	-0.327 (0.226)
중장년층	-0.239*** (0.064)	-0.352*** (0.123)	-0.392** (0.196)	-0.411*** (0.152)	-0.026 (0.320)	-0.280 (0.215)
거주지역	0.320*** (0.060)	0.241 (0.095)	0.321*** (0.060)	0.323*** (0.060)	0.324*** (0.060)	0.321*** (0.060)
교육수준	0.005 (0.060)	0.003 (0.060)	0.007 (0.060)	0.006 (0.060)	0.006 (0.060)	0.004 (0.060)
경제활동지위	-0.017 (0.053)	-0.017 (0.053)	-0.024 (0.054)	-0.020 (0.053)	-0.015 (0.053)	-0.016 (0.053)
주관적 계층 인식	0.094*** (0.016)	0.094*** (0.016)	0.063** (0.026)	0.093*** (0.016)	0.095*** (0.016)	0.094*** (0.016)
정치적 이념 성향	-0.009 (0.029)	-0.010 (0.029)	-0.007 (0.029)	-0.006 (0.029)	-0.008 (0.029)	-0.010 (0.029)
경제 상황 만족도	0.047*** (0.017)	0.047*** (0.017)	0.045*** (0.017)	0.012 (0.026)	0.047*** (0.017)	0.047*** (0.017)
정치 상황 만족도	-0.003 (0.016)	-0.002 (0.016)	-0.002 (0.016)	-0.003 (0.016)	-0.003 (0.016)	-0.003 (0.016)
기관 신뢰도	1.193*** (0.054)	1.192*** (0.054)	1.190*** (0.054)	1.191*** (0.054)	1.310*** (0.096)	1.194*** (0.054)
개인 이익 지향	-0.044*** (0.016)	-0.044*** (0.016)	-0.044*** (0.016)	-0.044*** (0.016)	-0.044*** (0.016)	-0.056* (0.030)
상호작용항
청년층*거주지역		0.109 (0.151)
중장년층*거주지역		0.147 (0.137)
청년층*주관적 계층인식			0.070* (0.038)
중장년층*주관적 계층인식			0.032 (0.036)
청년층*경제상황 만족도				0.063* (0.034)
중장년층*경제상황 만족도				0.040 (0.032)
청년층*기관 신뢰도					-0.265** (0.131)
중장년층*기관 신뢰도					-0.086 (0.127)
청년층*개인 이익 지향						0.026 (0.040)
중장년층*개인 이익 지향						0.008 (0.039)
상수	-3.547*** (0.193)	-3.485*** (0.201)	-3.383*** (0.219)	-3.397*** (0.211)	-3.850*** (0.282)	-3.484*** (0.234)
관측 수	8,336
LR Chi-squared	χ² (12)=743.43	χ² (14)=744.68	χ² (14)=746.90	χ² (14)=746.93	χ² (14)=747.77	χ² (14)=743.88
Pseudo-R²	0.0645	0.0646	0.0648	0.0648	0.0649	0.0645

특성		구성
특성		빈도(명)	비율(%)
성별	남성	4,131	49.58
성별	여성	4,205	50.42
연령	청년층(20-30대)	2,670	32.03
	중장년층(40-50대)	3,217	38.59
	노년층(60대 이상)	2,449	29.38
교육 수준	고등학교 이하	4,335	52.00
교육 수준	대학교 이상	4,001	48.00
거주지역	도시	6,704	80.42
거주지역	비도시(농어촌)	1,632	19.58