청년층의 주관적 계층의식과 계층이동 가능성 영향요인 변화 분석
Changes in Influence Factors on Subjective Class Identification and Class Mobility Possibility of the Youth
Lee, Yong-Kwan (Korean Culture & Tourism Institute)
보건사회연구, Vol.38, No.4, pp.465-491, 31 December 2018
https://doi.org/10.15709/hswr.2018.38.4.465
Abstract
There has been a growing debate about the difficulty of class mobility by individual efforts. This study is to investigate changes in influence factors on subjective class identification and class mobility possibility of youth using social survey data provided by the National Statistical Office. This result shows that not only economic capital but also cultural and social capital are strong factors in determining subjective class identification. Specially, the influence of parents' economic resources on the subjective class identification is increasing. The class mobility possibility of youth is decreasing, and the influence of characteristics of parents or households tends to increase. In addition, when they are employed, the class mobility possibility tends to be low, which suggests that the job preparation and search period of young people is getting longer. These results show that the class structure of our society is fixed and the class mobility of individual effort is weakening. It also suggests that activities to reduce social inequality should be accompanied by activities to reduce the economic gap and to reduce social and cultural capital gaps.
초록
최근 계층구조가 견고해고 개인의 노력으로 계층이동이 어려워지고 있다는 논의가 다양한 분야에서 이루어지고 있다. 그러나 계층의 형성 및 변화 양상을 분석한 연구는 일부 직업 이동 및 소득계층 변동을 관찰하는데 국한되어 있다. 본 연구는 통계청에서 제공하는 사회조사 2개년(2013년, 2017년) 자료를 활용하여 청년층의 주관적 계층의식과 계층이동 가능성에 영향을 주는 요인의 변화 양상을 분석하고 시사점을 제공한다. 분석 결과, 청년층의 주관적 계층의식은 개인과 가구(부모)의 특성뿐만 아니라 개인이 가지고 있는 사회·문화 자원의 크기와 활동에도 영향을 받으며, 특히 소득 및 거주형태 등 경제적 자원의 영향력이 커지고 있다. 청년층(특히 가구소득이 낮은 청년층)의 계층 이동 가능성은 낮아지고, 이에 대한 가구(부모)의 소득과 자산의 영향력은 커지는 경향을 보인다. 또한 노동시장에 진입한 청년층의 계층이동 가능성이 상대적으로 낮게 나타나는데, 이는 이들의 취업 준비 기간이 길어지고 있는 현상을 보여준다. 이상의 결과들은 우리 사회의 계층구조가 고착화되고 개인의 노력에 의한 계층이동 사다리가 약해지고 있다는 것을 보여준다. 사회 불평등 해소하기 위해서는 계층 간 경제적 격차를 축소시키는 노력과 함께 사회문화 자원을 확충시키는 활동이 동반되어야 함을 시사한다.
Ⅰ. 서론
외환위기 이후 양극화와 불평등 문제는 우리사회의 중요한 이슈로 논의되어 왔다. 이러한 문제는 많은 경우 계층 고착화 및 계층이동 가능성 논의로 귀착되는데, 이는 계층 이동이 가능한 사회일수록 개인의 동기와 경제사회적 역동성이 증대되면서 경제성장과 사회통합 가능성이 커질 수 있는 반면, 계층이동이 어렵거나 계층이 세습되는 사회는 개인뿐만 아니라 사회 전반의 지속발전 가능성이 축소되기 때문이다.
현대사회의 발전 방안 논의에 있어 계층 문제가 필수적으로 고려되면서 계층에 대한 연구도 활발하게 진행되고 있다. 이들 연구는 주로 개인의 계층을 소득 분포를 보여주는 지니계수, 소득 분포의 변화 가능성을 보여주는 소득이동성, 개인의 사회경제적 지위를 보여주는 교육수준, 소득수준, 직업이 결합된 대용변수를 활용하고 있다. 그러나 계층은 다양한 요소에 의해 결정되기 때문에 이를 하나의 지표로 측정하는 것은 어렵다. 또한 계층은 개인이 보유한 자원과 여건에 의해 형성되지만 기본적으로 주변과 비교해서 인식되는 상대적인 개념이기 때문에 비교집단의 위치와 주관적・심리적 요인에도 크게 영향을 받는다. 즉 계층을 반영하는 객관적・경제적 지표만으로 계층 구조에 따른 사회문제를 이해하는 것이 제한된다(조동기, 2006; 최효미, 2008; Jackman & Jackman, 1973).1)
이에 계층에 관한 연구들에서는 객관적・경제적 지표와 함께 한 사회에서 자신이 차지하는 계급적 위치에 대한 인지적 판단(Jackman & Jackman, 1973)인 주관적 인식 수준을 활용하려는 노력이 확산되어 왔다. 이는 사회적으로 인지되는 계층에 대한 일반인의 인식에 주목함으로서 계층의 본질적 의미나 실체를 평가하기 위한 노력이라고 할 수 있다(Jackman & Jackman, 1983).
최근 몇 년간 우리사회에는 계층구조가 고착화되고 계층이동이 어려워지고 있다는 인식이 빠르게 확산되고 있다. 한국행정연구원이 실시한 사회통합실태조사에 따르면 본인과 자녀의 계층지위 상승에 대한 부정적 응답은 2013년 39%와 29.7%에서 2017년 47.7%와 39.8%로 증가했다. 현대경제연구원이 2017년에 실시한 계층상승 사다리에 대한 국민인식 설문조사 결과를 보면 개개인이 열심히 노력하더라도 계층 상승 가능성이 낮다고 생각하는 응답자 비중이 2013년 75.2%, 2015년 81.0%에서 2017년 83.4%로 상승했다. 비단 인식조사 결과만 아니라 부모의 계층이 자녀에게 그대로 대물림되는 세태를 보여주는 수저계급론 논의가 2015년 이후 인터넷상에서 지속적으로 회자되고 있는 것을 봐도 우리 사회에서 계층이동이 어려워지고 있는 것을 보여준다. 계층 구조와 마찬가지로 개인의 주관적 인식과 보유 자원도 가변적이기 때문에 개인의 주관적 계층 의식과 계층이동 가능성에 영향을 미치는 요인들도 변화되고 있음을 예측할 수 있다.
그러나 계층의 영향요인을 파악한 연구들은 특정 시점에서 횡단면적 분석을 하거나 종단분석의 경우에도 주로 세대 간 또는 세대 내의 직업 이동 및 소득계층 변동을 관찰하는데 국한되어 있어 영향요인의 변화 양상을 제시한 연구는 없다. 더욱이 계층이동 가능성은 개인이 생각하는 향후 변화 가능성에 근거하는 것이기 때문에, 개인의 인식 정도를 확인할 수 있는 자료가 축적되지 않고는 연구가 진행되기 어려운 상황이다.
다만, 계층에 대한 인식 조사 및 이슈들에게 알 수 있듯이 현 시점에서 사회계층에 대한 다양한 현상을 보다 정교하게 파악하기 위해서는 계층의식의 형성과 영향요인의 변화를 파악하는 것이 필요하다. 또한 개인의 동기와 경제사회적 역동성에는 현재의 계층적 지위보다는 미래의 계층적 지위라고 볼 수 있는 계층이동 가능성이 더 크게 영향을 미치기 때문에 누가, 어떻게 계층이동 가능성을 평가하고 있으며, 그 영향요인이 무엇인지를 확인하는 것은 계층에 대한 이해의 폭을 확대하고 미래 사회 구조를 파악하는데 매우 중요하다.
이에 본 연구에서는 주관적 계층의식과 계층이동 가능성에 영향을 미치는 요인과 이러한 요인들이 어떻게 변하고 있는지 실증분석 한다. 주관적 계층의식과 계층이동 가능성은 개인이 통제할 수 있는 내부 요소와 가족・사회 환경 등 개인이 통제할 수 없는 외부 요소들에 복합적으로 영향을 받을 뿐만 아니라 상대적인 인식 수준에 의해서도 결정된다. 이에 영향 요인으로 개인 및 가구(부모)의 특징뿐만 아니라 사회관계망을 의미하는 사회적 자원, 사회 활동을 보여주는 사회참여, 문화적 자원, 심리적 자원 등을 추가적으로 고려한다. 또한 고등교육을 받은 집단을 중심으로 계층이동의 기회와 사회적 불평등 문제를 심각하게 인식하고 있다는 점에서 여기서는 청년층을 중심으로 연구를 진행한다.2) 이로써 부모로부터 이전되는 경제적 자원에 의해 계층이 결정된다는 수저계급론과 계층이동 사다리의 약화 현상을 정량적으로 확인하고, 영향요인의 변화 양상을 통해 청년층의 노동 및 사회 정책에 대한 시사점을 제공한다.
본 연구는 다음과 같이 구성된다. 2장에서는 계층의식 형성과 영향요인에 대한 국내외 연구들을 검토한다. 3장에서는 분석방법을 설명하고, 실증분석에 사용할 자료를 소개한다. 4장에서는 실증분석 결과를 논의하고, 마지막으로 5장에서는 결과를 요약하고 정책적 함의를 제시한다.
Ⅱ. 선행연구 검토
주관적 인식 수준에 기반한 계층 연구는 크게 현 상태를 보여주는 계층의식과 미래의 상태를 보여주는 계층이동성 가능성에 대한 것으로 구분할 수 있다. 계층에 대한 인식 형성의 배경에 대한 대표적인 접근법으로는 생산관계에 입각한 마르크스주의적 시각과, 사회경제적 자원의 보유 수준을 강조하는 베버주의적 시각이 존재한다(이병훈, 윤정향, 2006; 이연경, 이승종, 2016; Vanneman & Pampel, 1977). 한국 사회의 특성상 생산수단의 소유여부에 초점을 둔 계급이나, 단순한 소비수준을 의미하는 소득계층보다는 경제적・비경제적인 요소를 고려하는 베버의 사회계층 개념이 더 적절하다(이연경, 이승종, 2016; 장상수, 1996; 조동기, 2006). 또한 계층에 대한 인식은 과거의 경험, 준거-비교집단, 직업위세, 소득 등이 복합적으로 관여하며, 그 개념도 매우 가변적이고도 민감하기 때문에 측정상의 한계점은 존재한다. 다만 선행연구들에서 주관적 계층의식이 객관적 계층과 동조성을 갖고 있음(Vanneman & Cannon, 1987)을 밝히고 있는 등 주관적 계층의식이 신뢰성 높은 변인이라는 것이 입증되면서(이왕원, 김문조, 2015) 우리나라에서도 계층에 대해 보다 포괄적으로 접근할 수 있는 주관적 인식 수준을 활용한 연구가 나타나기 시작했다.
주관적 계층의식에 대한 연구는 소득수준, 교육수준, 직업위세(Jackman & Jackman, 1983), 인종(Jackman & Jackman, 1973), 성별(Simpson & Stark, 1988), 경제활동 여부 및 혼인 상태(Vanneman & Pampel, 1977), 생활만족도 및 건강상태(Lundberg & Kristenson, 2008) 등의 영향 요소를 발견하는 것이 주를 이루고 있다. 국내에서도 계층의식의 형성과 변동이 다양한 요인에 의해 영향을 받는다는 연구 결과가 축적되어 있다. 이병훈・윤정향(2006)은 한국노동패널 자료를 이용하여 주관적 계층의식 함수를 추정하고 계층의식의 변화 실태를 분석하였다. 이은우(2016)는 2015년 사회조사 자료를 이용하여 주관적 계층의식과 지역간 격차의 결정요인을 분석하였다. 이외에도 주관적 계층의식의 결정요인으로 사회 구성원의 주관적・심리적 요인들에 관심을 갖는 연구들도 있다(Lundberg & Kristenson, 2008; 조동기, 2006; 서광민, 2009). 이들 연구들은 객관적인 요인들이 중요하지만 계층의식의 형성에 있어서 사회구성원들이 자신의 객관적 요인들을 어떻게 받아들이고 인지하는지가 보다 중요하다는 점을 강조하고 있다(금현섭, 백승주, 2011, 남은영, 2012).
이러한 계층의식에 영향을 미치는 요인을 파악한 연구들을 보면, 공통적으로 사회경제적 지위 지표로 활용되는 소득수준, 교육수준, 직업위세가 높을수록 계층의식이 높게 나타나는 것을 확인할 수 있다. 한국 사회에서 주로 재산으로 인식되고 있는 주택 유형 및 소유 형태도 사회계층 구조를 분석하는데 활용하고 있다(신광영, 2013). 이를 포함한 연구 결과를 보면, 자가 거주자보다 전세·월세 거주자들이 낮은 사회계층의식을 가질 가능성이 높게 나타났다(이병훈, 윤정향, 2006). 또한 중위소득 계층의 경우에는 주택 소유자가 아니면 주관적으로 낮은 계층에 속한다고 인지한다(최효미, 2008). 개인이 사회적 정체성을 유지하고, 다양한 자원과 서비스를 주고받을 수 있는 사회적 관계의 범위를 의미(Antonucci et al., 1996)하는 사회 관계망도 개인의 계층의식에 영향을 미친다. 다만 계층에 따라 영향력이 상이하며, 계층이 높을수록 사회 관계망이 방대한 경향이 나타난다(송한나 등, 2013). 사회적 관계망은 양뿐만 아니라 질이 중요하기 때문에(Lin, 2000) 관계망의 유형과 강도 등도 고려해야 한다. 문화자본과 문화생활 경험 등도 계층 의식 차이를 설명하는 중요한 변수로 고려되는데, 문화 활동이나 문화예술 교육 경험이 많을수록 개인의 계층의식이 높아진다(송한나 등, 2013)고 보고되고 있다. 생활여건과 사회관계적 측면의 만족도 등의 심리적인 변수가 긍정적으로 나타날수록 개인의 계층의식이 높아진다는 연구결과(조동기, 2006; 이병훈, 윤정향, 2006)도 존재한다. 거주지역을 기반으로 자신의 계층수준을 파악하기도 하고, 지역의 발전 정도에 따라 자원 접근성이 상이하기 때문에 최근에는 거주지역이 계층의식에 미치는 영향을 분석한 연구도 나타나고 있다. 최근 연구를 보면, 도시에 거주할수록 교육 및 소득수준이 높아져 개인의 계층의식이 높게 나타난다고 보고하고 있다(이은우, 2016). 이들 연구를 정리하면, 연구자에 따라 주관적 계층의식에 영향을 미치는 핵심적인 요인을 제시하고 이를 증명하고 있으나 시간의 흐름에 따른 영향요인의 변화 양상은 다루지는 않고 있다.
주관적 계층의식은 일반적으로 경제적 자원이 많거나 비경제적 요소가 긍정적인 경우 높게 나타난다. 반면 계층이동 가능성은 미래의 상황을 전망하는 것이며, 현재의 위치가 아닌 향후 이동 폭이 중요하기 때문에 앞에서 제시한 일반적인 논리가 적용되기 어렵다. 예를 들어, 경제적 자원이 많거나 비경제적 요소가 긍정적인 경우, 주관적 계층의식은 높게 나타날 수 있지만 이미 높은 계층의식을 가지고 있기 때문에 추가적인 계층 상승에 대한 기대, 즉 계층 상승 폭은 작게 평가할 수 있다. 이러한 예는 고학력 인구집단이 자신의 힘만으로는 부모세대의 계층지위를 유지하거나 그보다 계층이 상승되는 것이 힘들다는 인식이 확산되고 있는 경향(이병훈, 2017)으로도 확인된다. 결국 계층이동 가능성을 분석하기 위해서는 계층이동 가능성에 대한 직접적인 조사항목이 포함된 자료가 있어야 하는데, 대부분의 자료에서는 관련 항목을 제공하지 않고 있기 때문에 계층 이동 가능성에 대한 연구는 거의 진행되지 않았다. 실제로 사회계층 이동성 연구는 실증분석에 사용할 수 있는 자료의 부족으로 인해 추적 조사를 통한 노동시장 성과를 파악하는 것 위주로 진행되어 왔으며(최필선, 민인식, 2015), 우리나라에서도 주로 부모의 특성이 자녀의 학업 성취도 및 직업에 미치는 영향을 파악하는 연구가 이루어지고 있는 상황이다.
Ⅲ. 분석 방법 및 자료
1. 분석 방법
주관적 계층의식을 통해 계층구조를 파악하는 경우 몇 가지 제한사항이 존재한다. 우선 설문에서 계층의 어떻게 구분하느냐에 따라 응답자의 대답이 달라지기 때문에 계층함수를 해석할 때 주의가 필요하다. 예를 들면 김병조(2000)는 계층을 10단계로 구분하여 4분위에서 7분위 사이에 속하는 사람을 중산층으로 정의하고 중산층 귀속의식 결정함수를 추정하였다. 이병훈과 윤정향(2006)과 송한나, 이명진, 최샛별(2013)은 계층을 5개 집단으로 구분하였는데, 이 경우 다른 경우보다 중산층으로 인식하는 비율이 높게 나타났다. 해외의 연구들은 주로 주관적 계층을 10계층으로 구분하고(Lora & Fajardo, 2013, Prag et al., 2016), 이를 재조합(Adler et al., 2008)함으로써 계층결정함수를 추정하고 있으며, Perez-Ahumada(2014)는 직업을 8개 집단으로 나누어 제일 높은 계층에는 전문경영인, 최하위 계층에는 농업노동자를 두고, 직업별로 계층을 나누어 계층 결정함수를 추정하였다. 이외에도 주관적 계층의식을 조사할 경우에 개인의 편차가 커서 객관성이 결여된다는 점도 문제이다. 일반적으로 낙관적인 사람은 비관적인 사람에 비해 자신이 보다 높은 계층에 속한다고 응답할 가능성이 크다. 계층함수 추정에 이런 제한사항이 존재하지만 계층의식에 대한 다양한 연구가 이루어져 있어 결과의 비교를 통해 현실 파악이 가능성을 높이고 있으며, 개인의 성향을 통제할 수 있는 변수들을 다양하게 활용함으로써 결과의 객관성을 높이고 있다.
앞에서 언급한 것 같이 일반적으로 주관적 계층의식은 연속변수가 아닌 단계가 존재하는 순서형 변수로 구성된다. 여기서 사용하는 자료에서는 개인의 주관적 계층의식을 ‘하하’부터 ‘상상’까지 6개 단계로 구분하고 있어 연구에서는 가장 낮은 단계인 ‘하하’를 1, 가장 높은 단계인 ‘상상’을 6으로 하여 재구성하였다. 만약 이항로짓모형을 활용할 경우 주관적 계층의식의 차이를 동일한 것으로 가정함으로써 측정상의 문제가 발생한다. 이러한 경우 이항로짓에 확률차이를 도입함으로써 종속변수의 순차적인 특성을 분석할 수 있다. 즉, 종속변수의 범주로 되어 있는 동시에 범주사이에 순위가 존재할 경우 순서형 로짓모형을 사용할 수 있다. 순서형 로짓모형은 아래와 같은 수식으로 표현할 수 있다(Long, 1997).
위 수식에서 j는 계층의 수가 되는데 여기서는 6이 된다. Xi 는 측정된 설명변수들의 벡터를 나타내고 β는 측정되어야 할 계수들의 벡터를 나타내며, ϕj는 누적로짓함수에서 각 구간의 경계점(cutoff point)을 나타낸다(이은우, 2016).
계층이동 가능성도 모르겠다는 제외하면 ‘매우 낮다’부터 ‘매우 높다’까지 4개 단계로 구성되어 있다. 여기서는 가장 낮은 단계인 ‘매우 낮다’를 1, 가장 높은 단계인 ‘매우 높다’를 4로 이동 가능성을 구분하여 순서형 로짓모형을 사용하였다.
주관적 계층 분석에 사용된 설명변수는 크게 7가지로 구분된다. 첫째, 부모의 사회경제적 지위를 나타내는 변수는 가구소득, 부모의 학력 및 직업이다. 또한 자산수준을 예측할 수 있는 핵심 지표 중 거주형태를 고려하였다. 둘째, 개인의 특성변수로 성별, 연령, 학력, 경제활동 여부를 고려하였다. 셋째, 사회적 자원인데 이는 개인의 의사결정 뿐만 아니라 사회적 수준을 결정하는데 중요한 요인으로 작용한다(Putnam, 2000). 많은 경우 사회적 자원을 측정하는 도구로 사회 관계망을 이용하는데 이는 필요할 때 도움이 될 대체 자원(인력)을 의미하는 것으로 여기서는 개인과 관계를 맺고 있는 가족을 포함한 주변인 모두를 고려한다. 구체적으로 해당 변수의 구성은 귀하는 다음과 같은 상황(몸이 아플 때 집안일을 부탁할 경우, 갑자기 많은 돈을 빌려야 할 경우, 낙심하거나 우울해서 이야기 상대가 필요한 경우)이 발생했을 때, 도움을 받을 수 있는 사람이 몇 명 있습니까? 라는 질문의 결과를 활용한다. 또한 개인적인 관계망뿐만 아니라 친목 및 사교단체, 종교 단체 등 단체 참여 여부도 고려하였다. 넷째, 개인의 사회적 참여 행위인데 계층의식이 높을수록 개인의 사회적 참여 행위가 증대되는 경향을 나타난다(김자영・김두섭, 2013; 이용관, 2015a). 여기서는 대표적인 사회 참여 행위인 기부 및 자원봉사 행위 여부를 고려한다. 다섯째, 문화적 자원인데 이는 구별 짓기의 수단으로 활용되기 때문에 계층의식을 결정하는데 주요하게 작용할 수 있다(Bourdieu, 1984; 송한나 등, 2013). 여기서는 일반적으로 문화적 자원 축적과 문화 접근성 차이로 고려되는 문화관람 활동 빈도(이용관, 2015b)를 활용한다. 여섯째, 개인의 삶의 만족도를 활용하는데 이는 개인의 물리적 상태뿐만 아니라 심리적 상태를 포함하는 개념으로 주관적 지표를 통제하는데 유용하다(Lundberg & Kristenson, 2008, 이병훈, 윤정향, 2006). 끝으로 계층의식은 자신이 속한 주변을 기준으로 측정되는 상대적인 개념이기 때문에 이러한 상대성을 통제하는데 있어 거주 지역(이은우, 2016)을 고려했으며, 시간에 따라 변화하는 기타 요인들을 통제하는 위해 연도변수를 추가하였다.
다음으로 주관적 계층의식과 계층이동 가능성의 영향 요인 변화를 보기 위해서는 기준시점 선정이 필요하다. 계층 구조 및 이동에 대한 것은 과거부터 논의된 주제이지만 여기서는 계층관련 신조어가 유행하기 시작한 전후 시점을 기준으로 비교 분석한다. [그림 1]의 계층 관련 신조어 트렌드에서 볼 수 있듯이, 최근 세대간 되물림, 계층의 고착화 등의 논의에서 가장 많이 사용되는 금수저, 흙수저에 대한 언급은 2015년 이후 크게 확대된 것을 확인할 수 있다. 여기서는 2015년 전후 자료를 사용하여 주관적 계층의식 및 계층이동 가능성에 영향을 주는 요인을 비교한다.
2. 자료
본 연구는 통계청에서 제공하는 사회조사 2013년과 2017년 자료를 사용하였다. 사회조사는 국민의 삶의 질과 관련된 사회적 관심사와 주관적 의식에 관한 사항을 조사하여 삶의 수준과 사회적 변동을 파악하고 관련 연구의 기초 자료로 제공하기 위해 기획된 것이다. 사회조사는 사회지표체계 10개 부문 중 매년 5개 부문을 선정하여 부문별 2년 주기(홀수년: 복지, 사회참여, 문화와여가, 소득과소비, 노동/짝수년: 보건, 교육, 안전, 가족, 환경)로 진행되고 있다. 홀수년 조사에는 성별, 연령, 학력, 소득, 사회참여 활동, 문화여가 활동, 경제활동 등의 변수와 함께 사회·경제적 지위를 고려한 주관적 계층의식과 본인세대 및 자녀세대의 계층이동 가능성에 대한 정보도 제공하고 있다.
청년층의 주관적 계층의식과 계층이동 가능성에 영향을 미치는 부모의 특성을 분석하기 위해 가구 고유번호와 가구주와의 관계 변수를 활용하여 부모와 자녀 특성을 연계한 자료를 구축하였다. 자녀의 연령은 부모의 연령에 따라 60세 이상인 표본도 존재하나 본 연구가 청년층에 집중되어 있다는 측면에서 분석대상을 부모가 모두 존재하는 30세 미만의 청년층3)으로 한정하여 총 9,138개(2013년 4,888개, 2017년 4,250개) 표본을 활용하였다.
주관적 계층의식은 각 개인에게 질문을 하여 각자가 생각하는 계층을 상·중·하로 선택한 이후 그 안에서 다시 계층을 상하로 선택하게 해 상상, 상하, 중상, 중하, 하상, 하하 여섯 개 집단으로 나타난다. 청년층의 주관적 계층의식을 보면 약 70.3%가 중간계층으로 응답하고 있으며 이를 중심으로 양측 모두 응답 비중이 줄어드는 경향을 보인다. 연도별 청년층의 주관적 계층의식 변화 추이를 보면 상대적으로 중상, 상하, 상상의 비중이 증가해 최근 4년간 주관적 계층의식이 높아진 것을 확인할 수 있다.
계층이동 가능성은 우리 사회에서 일생 동안 노력하여 개인의 사회경제적 지위를 높일 수 있는 가능성에 대한 주관적 의식을 조사한 결과로 계층의 상향 이동 가능성을 의미한다. 조사결과는 5가지 유형(매우 높다. 비교적 높다. 비교적 낮다. 매우 낮다. 모르겠다.)으로 제시되어 있다. 모르겠다는 척도를 확인할 수 없는 답변이기 때문에 이를 제외한 응답 유형을 보면, 계층이동 가능성은 비교적 낮다가 41.3%, 비교적 높다가 39.5%로 나타나는데, 2014년에 비해 2017년에 응답한 계층이동 가능성을 보면 부정적 응답 비중이 증가한다. 최근 4년간 자료를 비교하면, 청년층이 인식하고 있는 계층이동 가능성은 하락했다는 것을 확인할 수 있다.
다음으로 청년층의 인구통계학적 특징으로 보면 여성이 50.13%, 연령은 평균 19.32세, 경제활동은 약 24.72%가 하고 있으며, 가입단체 수는 0.38개, 기부와 자원봉사에 참여 비중은 각각 25.37%, 53.45%로 나타났다. 문화예술관람 횟수는 1.87회, 기타 문화 활동(박물관・미술관 관람, 영화・스포츠관람 등)은 6.88회로 나타났다. 42.85%가 전반적인 삶에 대해 만족하는 것으로 나타났으며, 거주지역의 분포를 보면 서울이 12.78%, 광역시 36.51%, 시군 36.12%, 읍면이 14.59%로 나타났다. 각 지표들의 최근 4년간 변화를 보면 학력수준은 올라가고 경제활동 참여 비중은 증가하고 있으며, 아플 때 도움을 받을 수 있는 지인은 증가한 반면 돈을 빌릴 수 있는 지인은 감소하는 것으로 나타났다. 가입단체수와 기부 및 자원봉사 참여율은 감소한다. 문화예술관람은 감소하는 반면 기타 문화 활동은 증가하며, 삶의 만족도는 떨어지는 경향을 보인다.
표 1.
청년층의 계층 인식 및 인구통계학적 특징
전체 | 2013년 | 2017년 | ||
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주관적 계층의식 | 하-하 | 10.45 | 10.51 | 10.37 |
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하-상 | 16.23 | 17.10 | 15.21 | |
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중-하 | 41.11 | 41.59 | 40.54 | |
|
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중-상 | 29.20 | 28.20 | 30.37 | |
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||||
상-하 | 2.03 | 1.76 | 2.34 | |
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상-상 | 0.99 | 0.83 | 1.17 | |
계층이동 가능성 | 매우 낮다 | 12.26 | 9.72 | 15.25 |
|
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비교적 낮다 | 41.31 | 37.08 | 46.30 | |
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비교적 높다 | 39.51 | 44.55 | 33.57 | |
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||||
매우 높다 | 6.92 | 8.65 | 4.87 | |
성별(%) | 남성 | 49.87 | 49.72 | 50.06 |
여성 | 50.13 | 50.28 | 49.94 | |
연령(세) | 19.32 | 19.02 | 19.67 | |
학력(%) | 중졸 이하 | 20.70 | 23.14 | 17.85 |
고졸 | 26.38 | 27.35 | 25.25 | |
전문대졸 | 31.95 | 30.00 | 34.23 | |
대졸 이상 | 20.97 | 19.51 | 22.67 | |
경제활동(%) | 안함 | 75.28 | 76.57 | 73.78 |
함 | 24.72 | 23.43 | 26.22 | |
지인 수(개) | 아플 때 | 1.47 | 1.04 | 1.96 |
돈 빌릴 때 | 1.94 | 2.05 | 1.82 | |
이야기 대상 | 3.80 | 3.85 | 3.75 | |
가입단체 수(개) | 0.38 | 0.40 | 0.36 | |
기부(%) | 안함 | 74.63 | 70.13 | 79.87 |
함 | 25.37 | 29.87 | 20.13 | |
자원봉사(%) | 안함 | 46.55 | 43.43 | 50.19 |
함 | 53.45 | 56.57 | 49.81 | |
문화 활동(%) | 문화예술관람 | 1.87 | 1.95 | 1.79 |
기타관람 | 6.88 | 6.64 | 7.16 | |
만족도(%) | 불만족 | 14.74 | 14.00 | 15.60 |
보통 | 42.41 | 40.95 | 44.12 | |
만족 | 42.85 | 45.06 | 40.28 | |
지역(%) | 서울 | 12.78 | 14.30 | 11.01 |
광역시 | 36.51 | 38.28 | 34.45 | |
시군 | 36.12 | 33.77 | 38.87 | |
읍면 | 14.59 | 13.66 | 15.67 | |
관측치수(명) | 9,138 | 4,888 | 4,250 |
사회경제적 지위는 사회현상을 설명하고 이해하는데 있어 중요한 요소이기 때문에 이를 구성하는 개별 요소들을 결합하는 방법뿐만 아니라 각 요소를 측정하는 방법들도 다양하게 연구되어지고 있다. 일반적으로 사회경제적 지위를 언급하고 있는 연구들을 보면 크게 경제수준, 교육수준, 직업 위세 등을 활용하고 있다(Adler et al., 2008; Prag et al., 2016). 본 연구에서는 부모의 사회경제적 지위를 측정하기 위해 이와 관련된 변수 4가지를 활용한다. 우선 경제수준은 가구소득과 거주형태를 활용한다. 사회조사는 개별 주체들의 소득수준을 제공하지 않으나 가구소득이 총 9개 단위로 세분화하고 있어 소득수준별 분석은 가능하다. 경제수준은 소득뿐만 아니라 자산 규모도 중요하다. 자산의 유형을 다양하나 우리나라의 경우 부동산, 특히 주택이 자산에서 차지하는 비중이 가장 크다. 이에 자산 규모는 거주형태가 자가인지 임대인지를 구분하는 것을 대용변수로 활용한다. 학력과 직업은 각각 4개, 6개로 구분하여 활용하였다. 최근 4년간 변화를 보면, 가구소득, 주택소유 비중은 증가하고, 학력수준을 올라가며, 부모 모두 경제활동 참여율과 전문관리직, 사무직이 증가하는 것을 확인할 수 있는데 이는 다른 자료들에서 일반적으로 나타나는 양상과 유사하다.
표 2.
부모의 사회경제적 지위
전체 | 2013년 | 2017년 | |||
---|---|---|---|---|---|
가구소득(%) | ① 100만원 미만 | 2.19 | 2.95 | 1.30 | |
|
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② 100~199 | 10.68 | 13.43 | 7.48 | ||
|
|||||
③ 200~299 | 20.65 | 23.79 | 16.99 | ||
|
|||||
④ 300~399 | 22.08 | 22.65 | 21.41 | ||
|
|||||
⑤ 400~499 | 17.66 | 16.52 | 19.00 | ||
|
|||||
⑥ 500~699 | 16.72 | 13.60 | 20.35 | ||
|
|||||
⑦ 700만원 이상 | 10.02 | 7.06 | 13.46 | ||
거주형태(%) | 임대 | 27.90 | 28.94 | 26.68 | |
|
|||||
자가 | 72.10 | 71.06 | 73.32 | ||
아버지 | 학력(%) | ① 중졸 이하 | 3.90 | 4.81 | 2.85 |
|
|||||
② 고졸 | 7.88 | 8.83 | 6.78 | ||
|
|||||
③ 전문대졸 | 44.58 | 45.76 | 43.21 | ||
|
|||||
④ 대졸 이상 | 43.63 | 40.61 | 47.16 | ||
|
|||||
직업(%) | ⓪ 없음 | 8.00 | 8.33 | 7.61 | |
|
|||||
① 전문관리 | 18.20 | 17.48 | 19.05 | ||
|
|||||
② 사무 | 15.79 | 14.91 | 16.82 | ||
|
|||||
③ 서비스판매 | 14.35 | 14.92 | 13.68 | ||
|
|||||
④ 기능조작 | 32.04 | 31.93 | 32.16 | ||
|
|||||
⑤ 기타 | 11.62 | 12.42 | 10.68 | ||
어머니 | 학력(%) | ① 중졸 이하 | 3.72 | 5.07 | 2.16 |
|
|||||
② 고졸 | 8.11 | 9.55 | 6.45 | ||
|
|||||
③ 전문대졸 | 55.13 | 56.30 | 53.79 | ||
|
|||||
④ 대졸 이상 | 33.04 | 29.07 | 37.60 | ||
|
|||||
직업(%) | ⓪ 없음 | 36.30 | 37.58 | 34.82 | |
|
|||||
① 전문관리 | 13.64 | 12.58 | 14.85 | ||
|
|||||
② 사무 | 10.72 | 8.76 | 12.99 | ||
|
|||||
③ 서비스판매 | 22.50 | 23.14 | 21.76 | ||
|
|||||
④ 기능조작 | 5.98 | 6.22 | 5.69 | ||
|
|||||
⑤ 기타 | 10.87 | 11.72 | 9.88 | ||
관측치수(명) | 9,138 | 4,888 | 4,250 |
최근 사회계층에 대한 논의들은 개인의 능력보다는 외부에서 주어지는 부존에 의해 계층이 결정될 가능성이 높아지고 있다는 것에 집중되어 있다. 이는 부모가 청년층의 계층에 지대한 영향을 미친다는 것을 의미한다. [그림 2]를 보면 부모의 경제사회적 지위와 청년층의 계층의식이 정(+)의 관계를 가지는 것을 보여주고 있다.
구체적으로 청년층의 주관적 계층의식은 가구소득이 높을수록, 부모의 학력이 높고, 직업이 관리전문직, 사무직일수록 높게 나타나는 것을 확인할 수 있다. 2013년을 기준으로 2017년 결과를 비교해 보면, 가구소득이 낮은 구간에서는 청년층의 주관적 계층의식이 하락하는 반면, 높은 구간에서는 상승하는 경향이 나타난다. 아버지의 학력이 낮은 구간에서는 청년층의 주관적 계층의식이 크게 상승하는 반면 높은 구간에서는 거의 변화가 없다. 아버지의 직업이 없는 경우 청년층의 주관적 계층의식이 크게 하락하는 반면 그렇지 않은 경우 상승한다. 어머니의 학력도 낮은 구간에서는 청년층의 주관적 계층의식이 크게 상승하나 높은 구간에서는 오히려 하락한다. 어머니의 직업은 서비스판매직인 경우만 청년층의 주관적 계층의식이 하락하는 경향을 보인다. 이상의 결과는 첫째, 가구소득에 따른 청년층의 주관적 계층의식 격차는 더욱 커지고 있음으로 보여준다. 둘째, 청년층의 주관적 계층의식에 있어 부모의 학력이 미치는 영향력이 감소하고 있음을 보여준다. 셋째, 청년층의 주관적 계층의식에 있어 아버지와 어머니의 직업이 미치는 효과는 상이하나, 공통적으로 전문・관리직, 사무직일수록 청년층의 주관적 계층의식을 높다는 것을 보여준다.
청년층의 계층이동 가능성을 보면, 전반적으로 시간이 지남에 따라 낮아지는 경향을 보인다. 부모의 특성별 하락폭을 보면, 가구소득과 아버지의 학력의 경우 아주 낮거나 아주 높은 경우 상대적으로 청년층의 계층이동 가능성의 하락폭이 크게 나타나며, 아버지의 직업은 없거나 전문·관리직인 경우 청년층의 계층이동 가능성의 하락폭이 가장 크게 나타났다. 어머니의 학력은 높은 구간에서, 직업은 전문・관리직, 사무직인 경우 청년층의 계층이동 가능성의 하락폭이 크게 나타난다. 이상의 결과는 첫째, 청년층의 계층이동은 가구소득이 낮을수록 더 어려워지고 있음을 보여준다. 둘째, 청년층의 계층이동 가능성에 대한 부모의 학력과 직업위세의 영향력은 감소하고 있어 부모가 직접적으로 이전 가능한 경제적 자원의 중요성을 증대되고 있음을 보여준다.
Ⅳ. 분석 결과
계층이동 가능성은 자신이 어느 계층에 속해 있다고 생각하는지가 기준점에 된다. 이는 자신이 속한 계층을 알아야 더 높은 계층으로 상승할 수 있는지를 가늠할 수 있기 때문이다. 따라서 사회에서 자신이 점하는 상대적 지위에 관한 인식인 주관적 계층의식부터 살펴보기로 한다. <표 3>은 청년층의 주관적 계층의식에 영향을 주는 요인을 분석한 결과로 수저계급론 논의가 확대된 2015년 전후의 변화를 확인하기 위해 2013년과 2017년 자료를 구분하여 보여주고 있다. 전체 결과를 보면 가구소득이 높을수록, 자가에 거주하는 경우(이병훈, 윤정향, 2006; 최효미, 2008), 아버지의 학력이 높은 경우 청년층의 주관적 계층의식이 상승하는 것을 확인할 수 있다. 남성 보다는 여성이, 돈을 빌릴 수 있는 지인은 많거나4) 사회 참여 가능성이 높고, 문화예술을 많이 관람할수록(송한나 등, 2013), 만족도가 높을수록(조동기, 2006; 이병훈, 윤정향, 2006) 계층의식이 높게 나타난다. 서울에 비해 지방도시에 거주할수록(이은우, 2016) 계층의식이 낮게 나타난다. 이상의 결과는 주관적 계층의식에 영향 주는 요인으로 개인과 부모 및 가구의 특성뿐만 아니라 사회 관계망, 사회 활동, 문화 활동, 주관적 만족도 등도 중요하다는 것을 보여준다.
표 3.
청년층의 주관적 계층의식 영향요인 분석 결과
전체 | 2013년 | 2017년 | |||||
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|
|
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추정치 | 표준편차 | Exp(β) | Exp(β) | Exp(β) | |||
가구소득(<100만원) | 100~199 | 0.32 | (0.20) | 1.37 | 1.26 | 1.60 | |
200~299 | 0.61** | (0.20) | 1.83** | 1.87** | 1.87* | ||
300~399 | 0.86*** | (0.20) | 2.36*** | 2.51*** | 2.37** | ||
400~499 | 1.16*** | (0.20) | 3.21*** | 3.16*** | 3.50*** | ||
500~699 | 1.44*** | (0.21) | 4.24*** | 3.86*** | 4.97*** | ||
700만원 이상 | 1.87*** | (0.22) | 6.48*** | 5.14*** | 8.22*** | ||
거주형태(임대) | 자가 | 0.45*** | (0.06) | 1.57*** | 1.67*** | 1.48*** | |
아버지 | 학력(중졸 이하) | 고졸 | 0.16 | (0.16) | 1.17 | 1.29 | 0.96 |
전문대졸 | 0.20 | (0.15) | 1.23 | 1.32 | 1.04 | ||
대졸 이상 | 0.40* | (0.16) | 1.50* | 1.88** | 1.10 | ||
|
|||||||
직업(없음) | 전문관리 | 0.02 | (0.12) | 1.02 | 0.93 | 1.09 | |
사무 | 0.02 | (0.12) | 1.18 | 0.99 | 1.35 | ||
서비스판매 | 0.03 | (0.11) | 1.03 | 0.80 | 1.28 | ||
기능조작 | −0.15 | (0.11) | 0.86 | 0.75* | 0.95 | ||
기타 | −0.17 | (0.12) | 0.84 | 0.76 | 0.92 | ||
어머니 | 학력(중졸 이하) | 고졸 | −0.11 | (0.15) | 0.90 | 0.97 | 0.78 |
전문대졸 | 0.04 | (0.15) | 1.04 | 1.03 | 1.03 | ||
대졸 이상 | 0.16 | (0.16) | 1.17 | 1.24 | 1.09 | ||
|
|||||||
직업(없음) | 전문관리 | −0.00 | (0.09) | 1.00 | 1.05 | 0.91 | |
사무 | −0.09 | (0.09) | 0.91 | 1.02 | 0.80+ | ||
서비스판매 | −0.16* | (0.07) | 0.85* | 1.04 | 0.67*** | ||
기능조작 | −0.11 | (0.12) | 0.90 | 1.19* | 0.63* | ||
기타 | −0.21* | (0.09) | 0.81* | 0.95 | 0.66** | ||
청년층 | 성별(남성) | 여성 | 0.14** | (0.05) | 1.15** | 1.22** | 1.10 |
연령 | −0.09 | (0.09) | 0.92 | 0.87 | 0.98 | ||
연령2 | 0.00 | (0.00) | 1.00 | 1.00 | 1.00 | ||
학력(중졸 이하) | 고졸 | 0.02 | (0.11) | 1.02 | 0.96 | 1.05 | |
전문대졸 | −0.30+ | (0.18) | 0.74+ | 0.78 | 0.66 | ||
대졸 이상 | −0.22 | (0.21) | 0.80 | 0.85 | 0.72 | ||
경제활동(안함) | 함 | −0.06 | (0.07) | 0.94 | 1.00 | 0.89 | |
|
|||||||
지인 수 | 아플 때 | 0.01 | (0.01) | 1.01 | 1.01 | 1.00 | |
돈 빌릴 때 | 0.04*** | (0.01) | 1.04*** | 1.03* | 1.09*** | ||
이야기 대상 | 0.01 | (0.01) | 1.01 | 1.03** | 1.00 | ||
가입단체 수 | 0.18*** | (0.05) | 1.20*** | 1.24** | 1.14 | ||
|
|||||||
기부(안함) | 함 | 0.20*** | (0.06) | 1.22*** | 1.22** | 1.25* | |
자원봉사(안함) | 함 | 0.23** | (0.08) | 1.25** | 1.36** | 1.13 | |
|
|||||||
문화활동건수 | 문화예술관람 | 0.01* | (0.01) | 1.01* | 1.01 | 1.02 | |
기타관람 | 0.00 | (0.00) | 1.00 | 1.01** | 0.99 | ||
만족도(낮음) | 보통 | 0.77*** | (0.07) | 2.16*** | 2.26*** | 2.04*** | |
높음 | 1.42*** | (0.08) | 4.13*** | 3.82*** | 4.49*** | ||
지역(서울) | 광역시 | −0.25*** | (0.08) | 0.78*** | 0.76** | 0.83+ | |
시군 | −0.13+ | (0.08) | 0.87+ | 0.84 | 0.98 | ||
읍면 | −0.09 | (0.09) | 0.91 | 0.95 | 0.91 | ||
연도(2013년) | 2017년 | 0.01 | (0.05) | 1.01 | |||
관측치 수 | 9,138 | 4,888 | 4,250 | ||||
Pseudo R-squared | 0.107 | 0.105 | 0.117 |
주: + P < 0.10, * P < 0.05, ** P < 0.01, *** P < 0.001. 순위형 로짓 분석한 결과로 모든 분석은 가구원 단위의 조사 가중치와 가구 단위 군집화 방식을 사용함.
자료: 사회조사 2013, 2017
시기별 분석 결과도 전체와 비슷하나 가구 소득의 영향력이 상승하는 특성이 나타난다. 예를 들어 가구소득이 700만원 이상인 가구에 속한 청년층은 100만원 미만의 가구에 속한 청년층에 비해 주관적 계층의식이 한 단계 높아질 가능성이 2013년 5.14배, 2017년 8.22배로 크게 증가한다. 아버지의 학력과 직업에 의한 효과는 소멸하는데, 이는 부모의 특성 중 소득지위의 영향력이 증대되면서 다른 요소의 영향력은 잘 드러나지 않는 것으로 보인다. 한편 어머니가 전문・관리직이 아니면 직업이 없는 것에 비해 자녀의 주관적 계층의식이 낮은 것으로 나타는데, 이는 여성의 전문직 진출이 많아지고, 배우자의 소득이 낮을수록 기혼여성의 경제활동 참여 유인이 커지기 때문에 나타나는 현상으로 보여진다. 남성에 비해 여성의 계층의식이 상대적으로 높게 나타났으나 해당 효과가 소멸하는데, 이는 여성의 경제・사회활동 참여가 확대되면서 계층의식이 독자적인 형성될 가능성이 높아진데다 개인의 특성에 의한 영향력이 축소되면서 나타나는 현상으로 보여진다. 기부와 달리 자원봉사가 계층의식에 미치는 효과는 소멸하는데, 두 행위 모두 이타적인 행위이나 육체적 노동 중심의 자원봉사는 상대적으로 사회적 지위의 신호기제 기능이 약화되고 있음을 보여준다.5) 특히, 청년층의 자원봉사는 다양한 목적으로 정례화되거나 개인의 경험적 욕구나 사회구조적인 스펙 쌓기로 참여하는 경향이 강해지는 것도 주요한 원인이다. 10% 유의수준이지만 문화예술 관람활동도 영향요소로 나타나는데, 이는 개인 간 문화예술 관람 활동의 격차6)가 커지고 있기 때문이다.
청년층의 주관적 계층의식 결정에 있어 가구 소득의 영향력만이 뚜렷한 증가를 보이는데, 이는 주관적 계층의식 결정에 있어 개인의 능력보다는 외부에서 제공되는 자원의 영향력이 커지고 있음을 보여준다. 자원봉사의 영향력은 소멸하고, 기부와 문화예술 관람활동의 영향력은 증가하는 것도 주관적 계층의식에 있어 개인이 활용할 수 있는 자원의 크기가 중요해지고 있다는 것을 방증한다.
<표 4>은 청년층의 계층이동(상승) 가능성에 영향을 주는 요인에 대해 분석한 결과이다. 전체 결과를 보면 주관적 계층의식에 대한 영향요인과 달리 청년층의 계층이동 가능성은 가구소득이 영향을 미치지 않는 것으로 나타난다. 청년층의 계층이동 가능성은 자가에 거주하는 경우, 어머니 학력이 높을수록 상승하며, 아버지의 직업이 서비스판매직이나 기능・조작직은 상대적으로 하락하는 것을 확인할 수 있다. 연령이 많을수록, 돈을 빌릴 수 있는 지인과 가입 단체수가 많을수록, 만족도가 높을수록, 시군・읍면 지역에 거주할수록 청년층의 계층이동 가능성이 높게 난다.
표 4.
청년층의 계층의식 이동 가능성 영향요인 분석 결과
전체 | 2013년 | 2017년 | |||||
---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||
추정치 | 표준편차 | Exp(β) | Exp(β) | Exp(β) | |||
가구소득(<100만원) | 100~199 | 0.28 | (0.26) | 1.32 | 1.06 | 2.68* | |
200~299 | 0.12 | (0.25) | 1.13 | 1.00 | 2.00+ | ||
300~399 | 0.30 | (0.25) | 1.34 | 1.03 | 2.89** | ||
400~499 | 0.35 | (0.25) | 1.42 | 1.08 | 3.09** | ||
500~699 | 0.36 | (0.26) | 1.43 | 1.06 | 3.15** | ||
700만원 이상 | 0.32 | (0.26) | 1.37 | 1.26 | 2.73* | ||
거주형태(임대) | 자가 | 0.18** | (0.06) | 1.20** | 1.15 | 1.27* | |
아버지 | 학력(중졸 이하) | 고졸 | −0.11 | (0.17) | 0.90 | 0.86 | 0.92 |
전문대졸 | 0.02 | (0.16) | 1.02 | 0.98 | 1.03 | ||
대졸 이상 | −0.06 | (0.17) | 0.95 | 1.09 | 0.82 | ||
|
|||||||
직업(없음) | 전문관리 | −0.13 | (0.13) | 0.88 | 0.80 | 0.97 | |
사무 | −0.21 | (0.13) | 0.81 | 0.74+ | 0.88 | ||
서비스판매 | −0.26* | (0.13) | 0.77* | 0.76+ | 0.78 | ||
기능조작 | −0.31** | (0.12) | 0.73** | 0.74+ | 0.70+ | ||
기타 | −0.17 | (0.13) | 0.85 | 0.82 | 0.88 | ||
어머니 | 학력(중졸 이하) | 고졸 | 0.30+ | (0.17) | 1.35+ | 1.41 | 1.35 |
전문대졸 | 0.47** | (0.17) | 1.59** | 1.64* | 1.64 | ||
대졸 이상 | 0.51** | (0.18) | 1.67** | 1.77* | 1.64 | ||
|
|||||||
직업(없음) | 전문관리 | 0.05 | (0.08) | 1.05 | 1.11 | 1.04 | |
사무 | 0.04 | (0.10) | 1.04 | 1.10 | 1.01 | ||
서비스판매 | 0.06 | (0.08) | 1.06 | 1.10 | 1.03 | ||
기능조작 | 0.04 | (0.12) | 1.04 | 0.98 | 1.15 | ||
기타 | −0.03 | (0.11) | 0.97 | 1.02 | 0.95 | ||
청년층 | 성별(남성) | 여성 | 0.03 | (0.05) | 1.04 | 1.08 | 1.01 |
연령 | −0.21* | (0.10) | 0.81* | 0.87 | 0.78 | ||
연령2 | 0.00 | (0.00) | 1.00 | 1.00 | 1.00 | ||
학력(중졸 이하) | 고졸 | 0.03 | (0.12) | 1.03 | 0.91 | 1.15 | |
전문대졸 | 0.03 | (0.20) | 1.03 | 0.83 | 1.35 | ||
대졸 이상 | 0.04 | (0.23) | 1.04 | 0.79 | 1.54 | ||
경제활동(안함) | 함 | −0.08 | (0.08) | 0.92 | 1.08 | 0.80* | |
|
|||||||
지인 수 | 아플 때 | 0.02 | (0.02) | 1.02 | 0.97 | 1.06* | |
돈 빌릴 때 | 0.03* | (0.01) | 1.03* | 1.03+ | 1.02 | ||
이야기 대상 | 0.01 | (0.01) | 1.01 | 1.03* | 0.98 | ||
가입단체 수 | 0.13* | (0.06) | 1.14* | 1.14+ | 1.17+ | ||
|
|||||||
기부(안함) | 함 | −0.09 | (0.06) | 0.91 | 1.02 | 0.79* | |
자원봉사(안함) | 함 | 0.23** | (0.08) | 1.26** | 1.46*** | 1.12 | |
|
|||||||
문화활동건수 | 문화예술관람 | 0.00 | (0.01) | 1.00 | 1.01 | 0.99 | |
기타관람 | 0.00 | (0.00) | 1.00 | 1.01+ | 0.99 | ||
|
|||||||
만족도(낮음) | 보통 | 0.53*** | (0.09) | 1.70*** | 1.49** | 1.95*** | |
높음 | 1.07*** | (0.09) | 2.91*** | 2.62*** | 3.32*** | ||
지역(서울) | 광역시 | 0.09 | (0.08) | 1.10 | 1.03 | 1.16 | |
시군 | 0.17* | (0.09) | 1.19* | 1.18 | 1.22 | ||
읍면 | 0.26** | (0.10) | 1.30** | 1.28+ | 1.31+ | ||
연도(2013년) | 2017년 | −0.62*** | (0.06) | 0.54*** | |||
관측치 수 | 7,883 | 4,242 | 3,641 | ||||
Pseudo R-squared | 0.067 | 0.059 | 0.064 |
주: + P < 0.10, * P < 0.05, ** P < 0.01, *** P < 0.001. 순위형 로짓 분석한 결과로 모든 분석은 가구원 단위의 조사 가중치와 가구 단위 군집화 방식을 사용함.
자료: 사회조사 2013, 2017
시기별 분석 결과를 보면, 청년층의 계층이동 가능성이 미치는 영향요인이 달라졌음을 확인할 수 있다. 우선 2013년에는 가구소득과 거주형태가 청년층의 계층이동 가능성에는 영향을 못 미치며 반면, 아버지의 직업과 어머니의 학력은 영향을 미치는 것으로 나타난다. 반면, 2017년은 부모의 학력과 직업의 영향력은 소멸하는 반면, 가구소득 증가할수록, 자가에 거주하는 경우 청년층의 계층이동 가능성이 상승하는 것을 확인할 수 있다. 예를 들어, 청년층의 계층이동 가능성이 한 단계 상승할 가능성이 100만원 미만인 가구에 비해 가구소득이 500~700만원 미만인 가구는 약 3.15배, 임대 주택 거주자에 비해 자가 거주자는 약 1.27배 높게 나타난다. 이는 청년층의 계층이동 가능성에 영향을 주는 요소로 가구의 경제적 수준을 나타내는 소득과 재산의 크기가 중요해지고 있음을 의미하며 특히, 우리 사회에서 경제 수준이 낮은 집단일수록 계층이동 더 어려워지고 있음을 보여준다.7)
2017년 분석 결과를 보면, 경제활동에 하는 경우가 안하는 것에 비해 청년층의 계층 이동 가능성이 0.8배로 하락하는 것으로 나타난다. 이는 노동시장에 진입한 사람이 안한 사람에 비해 계층이동 가능성을 더 낮게 평가한다는 것으로, 노동시장 진입이 잠재적인 계층이동 가능성을 축소시키는 경향이 강해지고 있다는 것과 첫 취업이 계층이동의 징검다리 보다는 함정이 될 가능성이 커지고 있다는 것을 보여준다.8) 최근 청년들이 노동시장 진입 시기를 지연하거나, 좋은 일자리로의 쏠리는 현상이 더 강해지고 있는 것도 이러한 결과를 지지한다. 2013년에는 돈 빌릴 수 있는 지인 수, 이야기 할 수 있는 지인 수, 가입 단체 수, 자원봉사 및 기타 관람 활동 여부가 청년층의 계층이동 가능성에 영향을 미쳤으나, 2017년에는 아플 때 도움을 받을 수 있는 지인 수, 기부 여부가 유의미하게 나타났다. 계층이동 가능성에 영향 주는 지인 유형이 친구 또는 주변인에서 직접적으로 가사에 도움을 줄 수 있는 가족・친척으로 변화된 것을 확인할 수 있는데, 이는 계층이동 가능성을 높이는데 있어 가족의 영향력이 커지고 있다는 것을 방증한다.9) 또한 기부행위가 사회적 계층이동 가능성을 하락시키는 것은 기부를 하는 사람들은 상대적으로 주관적 계층의식이 높은 구간에 존재하기 때문에 추가적인 계층이동 폭이 작음을 보여준다.
Ⅴ. 요약 및 결론
본 연구는 청년층의 주관적 계층의식과 계층이동 가능성에 미치는 영향요인의 변화를 실증분석 하였다. 분석 결과, 청년층의 주관적 계층의식에 개인과 부모 및 가구의 특성 뿐만 아니라 도움을 받을 수 있는 사람 및 단체를 의미한 사회적 자원, 사회 참여 여부, 문화적 자원, 정서적 자원도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 시기별 분석 결과를 보면, 청년층의 주관적 계층의식에 대한 가구 소득의 영향력은 증대되는 경향을 보이며, 자원봉사의 영향력은 소멸하는 반면, 기부와 문화예술 관람활동은 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
계층이동 가능성은 자신이 어느 계층에 속해 있다고 생각하는지를 기준으로 해서 평가된다. 청년층의 계층이동(상승) 가능성은 가구소득이 영향을 미치지 않으며, 자가에 거주하는 경우, 어머니 학력이 높을수록 상승하며, 아버지의 직업이 서비스판매직이나 기능・조작직은 상대적으로 하락하는 것을 확인할 수 있다. 또한 연령이 많은 수록, 돈을 빌릴 수 있는 지인과 가입 단체수가 많을수록, 만족도가 높을수록, 시군・읍면 지역에 거주할수록 청년층의 계층이동 가능성이 높게 났다. 청년층의 계층이동 가능성이 2013년에 비해 2017년에 낮아진 것으로 나타나는데, 이는 우리사회의 계층이동이 경직되고 있음을 보여준다. 시기별로 보면 각 요소별 영향력이 달라지는데, 2013년에는 청년층의 계층이동 가능성에 아버지의 직업과 어머니의 학력이 영향을 미치는 반면, 2017년에는 이러한 요소의 영향력을 소별하는 반면, 가구소득이 증가할수록, 자가에 거주하는 경우 청년층의 계층이동 가능성이 상승하는 것으로 나타났다. 또한 청년층이 경제활동에 참여하고 기부를 하는 경우 계층이동 가능성이 낮아지는 경향이 나타났다.
이상의 결과를 종합하면, 몇 가지 시사점을 도출할 수 있다. 첫째, 청년층의 주관적 계층의식에 개인과 부모 및 가구의 특성뿐만 아니라 개인이 가지고 있는 다양한 유형의 자원과 활동도 영향을 미치는 것을 볼 때 개인의 사회문화적 자원을 확충하고 관련 활동을 촉진하는 것이 계층의식 개선에 도움을 줄 수 있다. 둘째, 주관적 계층의식에 있어 경제적 자원의 영향력이 증대하고 있어 부모로부터 물려받은 자원이 사회의 계층을 결정한다는 신조어인 수저계급론이 실제 나타나고 있음을 보여준다. 이는 소득 불평등 해소가 계층 간의 격차를 줄이는데 더 중요해 지고 있음을 의미한다. 셋째, 전반적으로 계층이동이 더 어려워지고 있는 것으로 인식되고 있어 계층 고착화가 심화되고 있음을 확인할 수 있다. 넷째, 청년층의 계층이동 가능성에 부모나 가구의 특성이 미치는 영향이 커지고 있어 우리 사회에서 개인의 노력에 의한 계층 이동 사다리가 약해지고 있음을 확인할 수 있다. 특히, 경제 수준이 낮은 집단일수록 계층이동 더 어려워진 것으로 나타나고 있어 취약계층, 저소득층을 대상으로 한 사회보험, 교육훈련 확대 등을 통해 저소득의 구조적 함정에 빠지지 않도록 하는 노력이 증대되어야함을 시사한다. 다섯째, 청년층은 노동시장에 진입한 경우 계층이동 가능성이 하락하는 경향이 존재하는데, 이는 취업이 계층이동의 징검다리 보다는 함정으로 작용하고 있다는 것을 보여준다. 또한 청년들은 좋은 일자리를 얻기 위해 노동시장 진입 시기를 지연시키고 많은 준비하는 경향이 강해지는 현상을 방증한다. 끝으로, 사회관계망은 그 유형에 따라 계층의식과 계층이동 가능성에 미치는 영향력은 상이하지만 현대 사회의 계층 결정에 있어 중요해지고 있음이 확인 되었다. 최근 OECD의 더 나은 삶의 지수에서 한국의 공동체 지수(어려움에 처했을 때 이웃이나 친구 등 사회적 네트워크의 도움을 받을 수 있다는 비중)가 최하위로 나타난 것을 볼 때, 향후 계층간 갈등을 해소하기 위해서는 사회적 지지를 높일 수 있는 정책적 노력이 필요함을 보여준다.
사회 구성원 사이에 격차가 발생하더라도 계층이동 가능성이 있다면 불평등은 노력의 동기가 될 수 있다. 그러나 개인의 노력이 아닌 이전 가능한 외부 자원에 의해 계층이 결정되는 경향이 강해지고 있으며, 이는 계층이동 가능성에도 영향을 미치고 있다. 이러한 경향은 본인 세대의 계층이동의 문제를 넘어 다음 세대의 계층이동에도 영향을 미쳐 사회 발전 동력을 떨어뜨릴 수 있다. 개인의 주관적 계층의식과 계층이동 가능성에 영향을 줄 수 있는 요소로 경제적 자원의 비중이 커지고 있다. 다만 사회 불평등을 해소하기 위해서는 경제적 격차를 축소시키는 활동뿐만 아니라 사회・문화적 자원의 격차를 축소시키는 활동도 중요하다. 계층이동 가능성은 개인이 가지고 있는 주관적 계층의식을 기준점으로 설정되나 주관적 계층의식을 높이는 것과 계층이동 가능성을 높이는 요인은 상황에 따라 상이하게 나타날 수 있다. 또한 일반적으로 개인의 동기와 사회의 역동성은 현재의 위치보다는 미래의 위치에 의존한다는 측면이 강하며, 경제・사회적 자원이 부족한 집단의 경우가 상대적으로 계층이동이 더 어려워지는 등 집단별로 계층의 구조와 영향력도 상이하다. 결국 계층에 대한 논의는 시점별, 대상별로 세분화되는 것이 필요하며, 이를 통해 보다 정교한 정책적 시사점을 도출해야 할 것이다.
Notes
사회정책에 있어서 개인의 행위를 이해하기 위해 객관적 지표뿐만 아니라 주관적 지표의 중요성을 강조하고 있는 데, 이는 사회정책의 목적이 물질적인 것에 국한되지 않고 심리적이고 감정적인 부분을 포함하고 있기 때문이다(Veenhoven, 2002).
세대별 계층 상향이동 가능성에 대한 인식이 다르게 나타나는데. 산업화와 민주화를 경험한 386세대는 계층 상향이동의식이 높은 반면, 경제위기와 저성장을 경험한 (에코)세대는 계층 상향이동의식이 빠르게 하락하는 것으로 나타나고 있다(이왕원 등, 2016, p.276).
청년 대책이 수립되면서 정책대상인 청년의 연령 기준이 중요해지게 되었다. 2004년 청년실업해소특별법(현 청년고용촉진특별법)에서 청년의 연령은 15~29세로 정해졌고, 현재 청년실업 등 통계상 기준도 해당 연령 기준을 따르고 있다. 다만 청년층 연령 기준을 상향해야 한다는 논의가 나타나면서 정책 수요에 따라 15~34세, 15~39세 등 다양한 기준으로 청년층이 연구되고 있다.
최근 청년층의 참여형 문화 활동 경향을 보면 평균 이용시간은 감소하나 과중이용자의 경우는 오히려 이용시간이 증가하는 경향이 나타나 문화 소비자간 격차가 커지고 있음을 보여준다(이용관, 2015c, p.3).
우리나라의 경우 취약계층, 저소득층에서 계층이동이 더 어려워지고 있다는 것은 다양한 연구들을 통해 증명되고 있으며, 이를 기반으로 이들의 생활유지 및 경제활동 촉진을 위한 사회보험, 교육훈련 등의 다양한 정책들이 마련되고 있다.
재학 중 취업준비를 위한 휴학, 취업재수의 불이익을 피하기 위한 졸업 유예, 졸업 후 미취업상태에서 계속되는 취업준비 등은 청년층의 초기 노동시장 이행을 지연하는 전형적인 사례들이며(김유빈, 전주용, 2014, p.35), 한국 노동시장에서 비정규직은 정규직에 진입하기 위한 가교로써의 역할보다는 함정으로의 역할을 하고 있다는 입장이 지배적이다(장지연, 양수경, 2007; 반정호 등, 2005).
사회적 관계망 분석에 있어서는 양뿐만 아니라 질이 중요한데(Lin, 2000) 최근 개인주의적 가치가 확산되고 있음에도 불구하고 가족을 가장 중요한 요소로 지적하고 있으며(김형민, 김형동, 2015, p.97), 청년 1인가구가 중년이나 노인 1인가구에 비해 원가족이나 친구들과 사회적 관계를 유지할 가능성이 높은 것으로 나타나고 있다(김혜영, 2014, pp.275-276).