한국사회의 계층귀속감과 상향이동의식 변화:
연령(Age), 기간(Period) 및
코호트(Cohort) 효과를 중심으로*
1)2)3)4)
이 왕 원**· 김 문 조***· 최
율****
이 연구는 1999년부터 2015년까지의 한국인의 주관적 계층귀속감(subjective class identification) 과 상향이동의식(upward
mobility consciousness)의 변화를 분석한 것이다. 중상층의식으로 측 정한
계층귀속감은 자신의 경제적 자원에 근거한 사회적 위계에 대한 인식이며, 상향이동의식은 사회이동의 가능성에
대한 인식으로 한국 사회 기회구조의 개방/폐쇄성에 대한 개인수준의 종합 적 판단이라 할 수 있다. 본 연구는 이러한 두 가지 의식을 연령-기간-코호트로 분해함으로써, 경제위기 이후 불평등 인식의 변화 추세와 내적
동학을 살핀다. 이때 연령은 생애주기(life course)에
따른 사회적 시간을 대변하며, 코호트는 특정 사회변동의 역사적 경험을 공유하는 세 대적 시간, 그리고 기간은 경제위기 이후 한국사회의 모든 구성원에게 부여되는 경제사회적 상황 변화를 대변한다. 사회조사 자료를 바탕으로 한 APC-D 모형의 핵심적 분석 결과는
다음과 같다. 계층귀속감과 상향이동의식의 분포 양상은 매우 상이한 경향을 보이며, 연령, 기간, 코호트에
따 라 매우 이질적으로 분화 되어있다. 중상층의식의 경우 연령효과가 강한 영향을 끼치고 있음이 확인되었다. 세대내 상향이동의식의 경우에도 연령효과가 가장 큰 영향을 보였고, 기간효과도
소 정의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 반면, 세대간
상향이동의식의 경우에는 코호트효과가 결 정적
영향을 끼치는 것으로 판명되었다. 연구진은 시간에 따른 평균적 변화 추이만을
고려하던 기존 연구들의 한계를 벗어나 한국사회 불평등 인식의 복잡한 내적 동학을 분석하고, 그 사회적
함의를 상론하였다.
주제어: 불평등, 계층귀속감, 상향이동, 연령, 기간, 코호트, 세대, APC모형
**** 본 논문은 2016
전기사회학
학술대회, 2016 불평등연구회 심포지움, 한양대 85회 다문화사업 단 콜로키움에서
발표된 것이며, 제 1회 통계청 기초자료 우수활용사례 최우수상을 수상하였 습니다.
발표
과정에서 논문을 완성시키는데 귀한 의견과 조언을 해주신 논평자 여러분들께 깊이 감사드립니다.
이 논문은 2014년 정부(교육부)의 재원으로 한국연구재단의
지원을 받아 수행된 연구임(NRF-
2014S1A3A2044729
and NRF-2014S1A3A2043476).
**** 제1저자, 고려대학교 사회학과 박사수료(sanha22c@naver.com).
**** 공동저자, 고려대학교 사회학과 명예교수(muncho@korea.ac.kr).
****
교신저자,
한양대학교
SSK다문화사업단 전임연구원(cyool@gmail.com).
Ⅰ. 서론
최근 한국사회의 불평등 담론은 계층구조의 양극화 및 계층질서의 고착화라는 두
가지 명제를 중심으로 활성화되고 있다. 이는 1997년 IMF 외환위기 이후 재편되어 가는 계층체계를 대변하는
것으로, 저성장이나 탈성장으로 지칭되는 고도성장의 종 식이나 분배체계나 복지제체의 취약성과 사회경제적
위기를 반영하는 것이라고 본 다(국민대통합위원회,
2015). 그것은 특히 계급적 단절성이나 사회이동성을 결여한 기회구조의 폐쇄성에 대한 의식적 반응을 중요시한다는 점에서 환란 이전의
불평등 담론과 대비될 수 있는 바, 이는 불평등 현상에 대한 인식이 사회 일반에 널리
확산 되어가고 있음을 함의한다. 출신 가정에 따른 기회구조의 제약을 상징하는 금수저흙수저론, 혹은 예기적 불안으로 생애과정의 일부를 포기하는 포기 담론 등으로부터 그러한 징후를 판독할 수
있다.
그런데 사회 불평등의 의식적 측면에 대한 높은 사회적 관심도와는 달리, 학계에
서는 불평등 문제에 관한 구조적·제도적 접근에 주력해 왔다. 가령, 경제위기 이후 지니계수와 같은 불균등 지수를 통해
소득/자산구조의 편중적 상황을 진단하거나 상 황적 배경이 되는 노동시장의 이중성이나 사회안전망의 미비에
천착해 왔다(이성균, 2008; 남상호,
2015). 구조적 문제들은 한국사회의 불평등 심화의 직접적 배경이자 결과라는 점에서 결코 그 중요성을 부인할 수 없다. 그러나 사회구성원들이 느끼는 불평등 의식이나 그에 대한 불만은 집합행동의 원천이자 사회 갈등의
직접적 요인이 된다(Ossowski, 1963). 즉, 개인이 주관적으로 파악하는 계층귀속감이나 지위상승 에 대한 기대는 현존 계층체계에 대한 개인적
반응의 예표가 된다는 점에서 자체적 의미가 크다고 본다(Thompson, 1963; 1978; Przeworski,
1977; Katznelson, 1986;
Veenhoven, 2002). 하지만 국내외 많은 학자들이
활발히 수행해 온 구조중심의 사 회 불평등 연구에 비해 계층구조와 계층 행위를 매개하는 연결고리에 해당하는 불평 등 의식에 대한 연구가 상대적으로
미흡했다는 점은 인정하지 않을 수 없다. 더구나 불평등에 대한 의식적 차원과 구조적 차원이
시계열적으로 어떻게 연동되고 있는지 를 실증적으로 살핀 연구는 더욱 희소하다. 지적 공백을
우려한 일부 학자들이 최근 사회 불평등의 주관적·의식적 측면에 대한 연구의 필요성을 강력히 제기하고
있음은 그 때문이다(김병조,
2000; 최효미, 2008; 이병훈·윤정향, 2006; 금현섭·백승주, 2011; 김문조, 2013; 이왕원·김문조, 2015).
본 연구는 IMF 환란 이후 사회 불평등 의식에 관한 담론이 사회 각계에서 널리 움트고 있다는 점에 착안해, 경제적 위기 국면에서 새로 출현하는 사회 불평등 의 식을 보다 정치하게 분석해보자는 동기에서
출발한 것으로, 주관적 계층귀속감
(subjective class identification)과
상향이동의식(upward mobility consciousness)을 집중적으로 다룬다. “귀하의 사회경제적 지위는 어디에 속한다고 생각하십니까?”를
묻는 계층귀속감은 한 사회의 위계구조 내에서 자신이 점유하고 있는 위치에 대한 인지적 판단을 의미한다.
이 계층귀속감 문항은 현 한국사회의 물적 불평등 양상을 종합적으로 인식하고자 하는 개인적 판단이 개재되어 있다는 점(김병조, 2000; 조동
기, 2006; 이병훈·윤정향, 2006; 송한나·이명진·최샛별, 2013; 이왕원·김문조, 2015), 동시에 그러한 판단에 과거의 경험,
준거-비교집단,
직업지위, 소득,
학력 등의 복합 적 요소가 관여되어 있다는 점에서 중요성을 지닌다(Jackman and
Jackman, 1973;
1983; Kluegel, Singleton and
Starnes, 1977; Simpson, Stark and Jackson, 1988; Lockwood, 1989; Lundberg and
Kristenson, 2008). 더불어 기회구조의 개방성 개념 과 직결된 상향이동의식도 중점적으로 고려되는데, 해당 문항은 “우리 사회에 일생 동안 노력을 한다면 개인의 사회경제적
지위가 높아질 가능성이 있을까요?”라는 세 대내 이동(intra-generational
mobility) 문항과 “우리 사회에서 현재 부모세대보다 다 음 세대인 자식세대의
사회경제적 지위가 높아질 가능성은 어느 정도라고 생각하십 니까?”라는 세대간 이동(inter-generational
mobility)으로 나누어 측정된다. 이때 세 대내 상향이동의식 문항은 노력으로 대변되는
업적성취의 가능성을 의미하며, 세대 간 상향이동의식 문항은 현존 지위가 후속세대에도
지속될 것인가라는 계층구조의 고착성 여부를 가려낼 수 있게 한다. 이러한 상향이동 가능성은 제도적 이동경로의 유무와
같은 사회적 개방/폐쇄성과 맞닿아 있다는 점에서 중요하다(Weber, 1947;
Lenski, 1966; 신광영, 1994; 방하남·김기헌, 2001; 홍두승·구해근, 2008).
구체적으로 본 연구에서는 IMF
외환위기 이후 약 15년 간 계층귀속감과 상향이 동의식의 변동을 살피려
한다. 단, 특정 변수의 시계열적 변화에는 연령(age), 코호 트(cohort) 및 기간(period) 효과가 서로 맞물려 있다는 점에서,
변수의 평균적 변화 양상만으로는 변동의 내적 동학을 온전히 파악할 수 없다(Kye,
2012; Yang and
Land, 2013a; Chauvel and Schröder,
2014; 2015; Luo, 2013a; O’brien, 2015). 이 러한 한계는 일반적으로 식별의 문제(identification problem)로 불리며,
이를 해결하 기 위해서는 평균적 변동을 연령, 코호트,
기간의 세 효과로 분해하는 APC모형을 요구한다.
따라서 본 연구에서는 APC-D모형을 통해 세 효과를 분해(decomposition) 하여, 한국인의
불평등 의식을 결정하는 세 가지 층위의 사회적 시간 효과 - 연령,
코호트 및 기간 효과 - 를 검토해보고자 한다.
분석을 통해 연구진이 기대하는 결과는 다음과 같다. 첫째, 연령 효과(age
effect)
로서, 그로부터 사회구성원들이 겪는 생애과정(life course) 효과를 검증한다.
즉, 1997년 외환위기 이후 한국인들이 겪어온 취업,
결혼, 육아,
은퇴 등과 같은 생애사 건(life event)들을 중심으로 계층귀속감 및 상향이동의식의
변동 양상을 해석해내는 것이다. 둘째,
코호트 효과(cohort effect)로서, 각 세대들이 살아온 사회역사적 체험 이 다르기 때문에 발생하는 효과에 해당한다. 셋째, 기간 효과(period
effect)로서, 경 제위기 이후 사회성원들에게 공통적으로 가해지는
효과에 해당하는 그것을 주로 경 기 변동을 중심으로 의미를 살펴볼 것이다. 결론적으로
본 연구에서는 APC(Age, Period, Cohort) 분석을 통해 계층의식과 상향이동의식이 연령, 기간, 코호트의 세 사회적 시간을 토대로 어떠한 양상으로
분화되어 있는지를 확인하고, 이후 분석 결 과의 사회적 맥락과 함의를 논한다.
Ⅱ. 이론적 논의
1. 한국사회의 계급구조화와 불평등 의식
일반적으로 사회 불평등 연구는 객관적 위계관계를 반영하는 계급구조(class
structure), 그리고 의식적이고 목적지향적인 계급경험이나
계급행위의 차원까지
를 포함하는 계급형성(class
formation)에 대한 것으로 구분된다(Thompson, 1963;
Katznelson, 1986; Wright, 1985; 신광영, 1994). 사회불평등에 대한 기존 연구들은
경제적 자원의 편중성에 집중하면서, 이러한 편중의 원인이자 결과로 간주되는 ‘계 급구조’에 관심을 기울여 왔다. 거기서는 지금 시점의 객관적 불평등을 강조하는 경 향이 있으며,
개인들의 의식이나 행위는 계급구조와 분리되어 존재하거나 구조적 위 치에 따른 결과물로 받아들이는 경향이 있다(Marx, 2008[1847]; Poulantzas, 1975). 그러나 구조화된 계급질서 형성은
그에 상응하는 행위자들의 생활경험이나 의식적
재해석 과정을 경유해 이루어진다(Thompson, 1963; Weber, 1968;
Giddens, 1974; Sewell, 1990; Przeworski, 1977; Koo, 2001). 이는 계급질서, 혹은 사회불평등 현상 을 이해함에 있어서 단순히 특정 시점의 분포양상 뿐 아니라, 그러한 계급질서를 받 아들이고 형성해온 개인들의 내면적 차원을 심층적으로 탐구해야할 필요성을
제기 한다. 따라서 본 연구는 계층의식 또는 계급정체성이 생산관계나 사회경제적 지위에 의해 단선적으로 결정되는
것이 아니라, 일상생활의 공통경험과 정치, 교육, 문화 등 의 영역에서 의도적인 상호행위를 통해 이루어지는 계급구조화1)의
맥락에서 이해하 려는 과정론적 접근에 초점을 둔다(Giddens, 1974; 양춘·김문조·손장권·박길성·김철 규, 2001; 이왕원·김문조, 2015).
베버(Weber)는
일찍이 생산수단을 중심으로 한 Marx적 계급구분을 지양해, 공통
시장상황을 공유하며 그로인한 유사한 경제적 이해관계(economic
interest)와 생애기 회(life chance)를 지니는 다원적·연속적 계층(급)의
존재를 주장한 바 있다(Weber, 1968; Giddens, 1974). 한편
기든스(Giddens, 1974; 1984)는 기존의 (사회)구조가 자
원으로서 개인의 행위를 제약하면서도,
행위자의 행위와 의미가 구조형성에 미치는
이중적(duality) 특성을 고려한 구조화(structuration) 이론을 제시한다.
특히 그는 계 급 정체감, 갈등적 계급의식,
혁명적 계급의식으로 구분하면서 의식적 차원을 구조 의 차원과 변별해낸다.
만(Mann, 1973) 역시 불평등 의식을 계급 정체감,
계급 대립 감, 계급 총체성,
대안체제의 인식으로 구분하면서, 노동계급의 객관적 위치가 집 합적 계급행동으로 이어지지
않은 이유를 설명해낸다(홍두승·구해근, 2008; 김병조, 2000). 뿐만 아니라 상위계층이 하위계층의 자원이나
기회구조 접근을 제약하는 과
정을 주목한 파킨(Parkin)의 사회적 폐쇄(social closure), 그리고 문화자본에 토대를 둔 아비투스(habitus)나 교육적 실천을 통한 계급재생산을 강조한 부르디외
(Bourdieu, 1977; 1979)의 논의도 계급형성에서의
과정론적 접근의 맥락으로 이해할 수 있다. 베버주의자뿐만 아니라 네오맑스주의자인 톰슨(Thompson, 1963) 또한 생 활체험이 구현되는 방식으로서의 계급의식이 단순히 구조적 위치로부터
연역되는 것이 아니라, 행위자의 일상적 경험이나 저항 혹은 그에 영향을 미치는
문화, 이데올 로기적 요소 등이 개입된 결과임을 강조한다(Sewell,
1990; Koo, 2001). 이상의 논 의에 비추어 볼 때, 주관적
계층의식은 객관적 계층구조와 개인적/주관적 심리와 행
1) 계급구조화의 개념은 기든스의 “지도위의 선들”의 비유처럼 계급이 구조적
위치에 의해 고정 된 것이 아니라, 행위에 의해 가변적이며 재생산되고, 형성,
변화되는
‘과정’으로서 설명될 수 있다.
보다
구체적으로 기든스(Giddens, 1974)는 계급구조화의 양상을 매개적 구조화(mediate
structuration)과 한정적 구조화(proximate structuration)으로 구분한다.
그는
매개적 구조화의 개 념에서 시장능력과 계급구조 사이에서 작동하고 있는 요인들의 영향을 강조함으로써 사회이동 이 계급형성,
즉
구조화에서 지니는 중요성을 강조한다. 특히 사회이동의 폐쇄성은 생활기회의 재생산을 강화함으로써 생활양식의 동질성을 증가시킨다.
이때
생활양식과 결부된 태도와 신념 에 대한 인식과 수용이라는 계급인식(class awareness)뿐만 아니라,
특정
계급의 소속이나 대자 적 계급구조를 인식하는 계급의식(class consciousness)의 형성은 계급구조를 변형
및 재생산하 는 계급구조화론의 핵심적 요소로 고려된다.
위를 연결해주는 개념으로, 특정 사회의 불평등 양상을 주관적 수준으로 전화시키는
과정론적 접근의 핵심적 변수라는 인식에 이르게 된다.
사회이동은 사회 내에서 개인이나 가족(혹은
특정집단)이 어떠한 계급/계층에서 다른 위치의 계급/계층으로 옮겨가는가를 의미한다. 사회이동에
관한 기존 연구들은 직업을 중심으로 세대간 계급이동(inter-generational class mobility)을
즐겨 다루어
왔다(Featherman,
Jones and Hauser, 1975; Erikson and Goldthrope, 1992; 차종천, 1987; 1991; 신광영, 1994; 장상수, 1998; 2003; Park, 2004; 박병영·김미란·김기헌·
류기락·김직수,
2009). 이때 직업은 한 개인의 사회경제적 상태를 가장 잘 대변하는 지표로 고려되는데,
이는 주로 Marx의 계급적 관점을 차용했기 때문으로 본다. 그러 나 부르주아지와 프롤레타리아르라는 양극화,
또 양극화로 인해 파생되는 대자적 계 급(class-for-itself)으로의 진전을 역설한
정통 맑스주의 계급론에서는 유동적 사회이 동이 계급혁명의 토대인 동질성을 저하시키거나 소수의 상향이동이 미화된다는 점 에서 이를 부르조아적 문제
혹은 형용모순으로 간주한다(Pulantzas, 1975; 신광영, 1994; 장상수, 1998). 반면 베버는 사회계급(social class)을 시장상황에서 유사한 생 활조건 및 기회를 공유하는 집단으로 규정한다. 이때 생활기회(life chance)는 단순 히 생산수단으로 소급되는
것이 아니라, 다양한 생활양식과 이에 따른 상이함의 가 능성을 인정한다.
따라서 생산수단의 변화뿐 아니라 생활수준이나 생활양식 상의 변 화까지를 고려하는 사회이동은 계급형성에서 유효한 의미를 지니게 된다. 이는 계급 형성 과정에서의 경력이동,
혹은 세대간 이동이 계급정체성을 형성하는 핵심적 요소 이자, 사회의
기회구조를 반영하는 변수로 고려할 수 있는 이론적 근거를 이룬다
(Thompson, 1963; 1978; Giddens,
1974; Wright and Shin, 1988; 신광영, 1994; 홍
두승, 2005).
그럼에도 불구하고 사회불평등의 주관적 측면은 그 내재적 중요성과는 달리 온전
히 조명받지 못해 왔다. 최근 많은 학자들이 계층이나 계급의 구조, 체험, 기회 및 투쟁 등에 관한 풍성한 연구물을 산출하고
있지만, 구조 분석에 치중함으로써 의식 적 접근으로 간주할 만한 연구는 여전히 희귀한 상태에 있다(Lockwood, 1989; 김병 조,
2000; 신광영, 2004; 이병훈·윤정향, 2006; Lundberg and Kristenson, 2008; 최 효미, 2008; 금현섭․백승주, 2011; 이왕원·김문조, 2015). 계층의식에 대한 주목할 만 한 연구 경향을 섭렵해보자면, 먼저 계층의식과 관련된 선행연구는 주로 객관적 계 급상황과 주관적 계층의식의 일치성 여부에 대한
연구가 주류를 점하고 있는 것으로 보인다(정일준·김상돈, 2011; 송한나 외, 2013). 가령, 서구의 연구로서 반느만 (Vanneman,
1980)은 계층의식이 자신의 계급소속감, 자신의 소속계급의 사회 내 위 계적 위치 인식, 또 최종적으로 이에 대한 계급 성원이 인지적 판단을 포함하고 있
음을 지적한다. 이러한 구분 하에 반느만과 캐논(Vanneman and Cannon, 1987)은 객관적 구조와 주관적 구조 사이의 일치성이 상당함을
확인한 바 있다. 반면 잭만과 잭만(Jackman and Jackman, 1973)은 객관적
상황이 동등한 상황에서도 흑·백 인종 간의 상대적인 비교를 통해 자신의 계층적 위치를 달리 인지함을
밝혀낸 바 있다. 이는 계층의식이 기본적으로는 구조적 상황과 연동되지만,
인종, 성별 등의 특정 조 건에 따라서 일치하지 않을 수
있음을 보여준다.
한국에서는 산업화와 고도성장으로 인해 과잉되었던 중산층의식을 중심으로 계
층 상황과 계층의식의 불일치에 대한 연구들이 성행해 왔다(홍두승, 2005; 조동기, 2006; 강원택,
2014; 이재열, 2014). 특히 2000년대
초반 중산층 붕괴에 대한 사회 학적 대처라는 문제의식 하에 계층의식, 혹은 계층귀속감이 주로 연구되어왔다. 이 에 조동기(2006)는 한국사회의 독특한 계층적 개념인 중산층이
경제적 요인뿐만이 아닌 생활, 교육,
직업과 같은 비경제적 요인을 포함하는 개념임을 밝혀냈으며, 이를 통해 중산층의 사회경제적 특성의 파악을 시도하고자
했다. 또 주관적 계층의식에 대해서는 주택소유나 객관적 경제지표보다 주관적 지표가 더 큰 영향을 밝히고
있음 을 확인하였다. 이때,
객관적 지표 중에서는 중산층을 중심으로 한 주관적 계층의식 결정요인으로 경제적 요인이 상대적으로 큰 영향을 미침을 여러 연구들이 보고해
왔 으나, 직업과 학력의 상대적 영향에 관해서는 연구들 간에 소정의 편차가 존재한다
(장상수,
1996; 김경동·최태룡, 1983; 김병조, 2000; 홍두승, 2005; 이병훈·윤정향, 2006; 조동기, 2006; 정일준·김상돈, 2011). 최근 이병훈과 윤정향(2006)은
앞서 조 사된 계급 및 계층의식에 대한 많은 선행연구의 변수들을 고려해 사회계층의식을 종 단적으로 확인하였다.
이 연구에서는 사회계층의식이 고정적이기 보다 개인과 가구, 그리고 사회차원의 다양한 요인들과 상호작용하는 가변적
속성을 지니고 있음을 밝 혔으며, 사회계층의식의 형성,
변동에 대한 영향요인의 인과관계 구조도 변화될 수 있다는 점을 지적하였다.
또 금현섭과 백승주(2009)는 사회보험의 수급여부가 주관 적 계층의식의
하락을 방지하는 요인임을 밝혀내었다. 송한나 외(2013)는
객관적 계 급위치와 주관적 계층의식 사이의 상대적 거리감을 구하고 이를 종속변수로 설정해 분석하였는데,
경제자본의 영향력이 크지만 문화자본도 주관적 계층의식을 보다 높 이 인식하는 핵심 요소임을 발견하였다.
이와 같이 한국의
주관적 불평등 문제와 관련해서는 중산층 논의가 큰 비중을 차 지하는데, 사회적 양극화에 대한 판별도 사실상 중간층이 두터운가
홀쭉한가의 여부 에 준거해 이뤄진 경우가 많다. 한국의 사회변동,
혹은 계층구조 변동의 지표적 특징 중의 하나가 객관적 계층 상황의 변화보다 항시 높았던 중산층 귀속의식의 변화이
다. 그러나 80년대
후반 70~80%에 육박하던 중산층 귀속의식은 90년대
중반에는 42%, 그리고 2006년에는 20%대로
급락하였다. 이러한 중산층 의식 하락 현상을 이 재열(2014)은
허쉬(Hirsch)의 성장의 사회적 한계 가설에 의거해 진단한다.
경제성장 이 일정 단계에 이르게 되면 물질재가 가지는 사회적 보상의 효과가 지위재로 이행 되고,
이에 대한 경합이 일반화되면서 중산층의식의 하락이 현시된다는 것이다. 상 향이동의식의
경우 김문조(2008; 2013)는 한국사회의 고도성장기에는 대다수의 사 회구성원이 절대적 빈곤상황에서도 의식적인
동질성을 지녔던 것에 비해, 최근의 양 극화 상황에서는 계층 간 상대적 빈곤의식과
의식적 분절이 커지고 있음을 지적한 다. 즉,
비록 정도의 차이는 있을지언정 상하층 모두 상방(upward)만을 향해왔던 사 회이동 의식이 최근에는
하층을 중심으로 하방(downward) 전환하고 있는 의식적 분 절이 발견된다는
것이다.
주관적 계층의식과 상향이동의식에 대한 이상의 연구들은 한국사회의 의식적 불
평등, 혹은 고착화의 심화 양상을 적절히 지적해낸다.
그러나 기존 연구들은 관심 변 수의 총체적
추세를 전제로 분석을 진행하였다는 공통적 한계성을 노정하고 있는 것으로 보인다.
물론 많은 연구들이 개인단위를 중심으로 객관-주관의 일치성,
혹은 결정성을 횡단적으로 탐구하였기 때문에, 의식의 종단적 변화를 직접 살피고 있는 것은 아니다. 그렇지만 대부분의 연구들은 경제위기 이후 중산층 의식과 상향이동의 급속한 하락이라는 보편적 추세를
상정한 후 분석을 진행해온 경향이 발견된다.
2. 불평등 의식의 내적 분해:
코호트, 연령 및 기간 효과
본 연구에서는 기존의 연구들이 상정해온 보편적 추세를 코호트, 연령 및 기간이
라는 세 가지 유형의 사회적 시간 개념으로 분할하여(disentangling)
살피고자 한다. 이는 기존의 연구들이 상정해온 경제위기 이후 주관적
의식 전반의 하락이라는 일련 의 가정이 서로 다른 사회적 시간의 맥락에서는 상이한 양상을 보일 수 있기 때문이 다. 특히 이때 중점적으로 고려되는 사회적 시간은 코호트(cohort),
연령(age) 및 기 간(period)이며, 이 부분에서는 이 세 구분이 지니는 사회적·이론적
의미를 심층적 으로 논구해본다.
먼저 코호트효과(cohort
effect)는 경제위기 이후의 시대적 변화에 대해서 각기 다 른 세대들이 보이는 상이한 효과로서,
이는 각 세대들이 살아온 상이했던 사회적 지 형과 삶의 경험에서 비롯되는 효과를 의미한다.
코호트는 통상 세대의 개념으로도 불리는데, 세대개념의 중요성은 만하임(Mannheim, 1952)에 의해 제기된 뒤,
많은 후속연구들이 이어져왔다. 만하임은 세대가 구성원들에게 동일한 사회적 지형(social location)을 부여함에 주목하는데,
세대는 그것을 묶어주는 힘(generation bond)을 통 해 사회변동의 주체, 혹은 역사적 경험과 의식을 공유하는 집단으로서의 실체적 세 대로 존재할 수 있다는 것이다(Schuman and Scott, 1989; 박길성·함인희·조대엽, 2005; 박재흥,
2005). 나아가 함인희(2000)는 세대에는 역사적 시간의 개념이 녹아 져
있으며, 이는 세대의식을 공유한 하나의 실체적 집단이자 역사적 단위가 될 수 있음을 주장한다. 즉, 사회구조적 변화나 문화적 격변과 같은 시간에 대한
내면적 규 정이 세대를 구성하는 요소라는 것이다. 이러한 세대개념은 이후 라이더(Ryder, 1965)에 의해 코호트라는 동질적 인구집단으로서 분석적 개념화에 이르게 된다. 그렇다면 한국사회에서는 왜 코호트에 따라 경제위기 이후의 불평등 심화를 상이
하게 받아들이는 것일까? 본 연구진은 이 질문이 한국사회의 고도성장을 이끌었던
산업화 세대를 중심으로 해석될 수 있다고 본다. 김원동(2010)은
제3공화국이 출범 한 1963년부터 유신체제가 붕괴한 1979년까지를 산업화시기로 간주하면서 1944년
생부터 1960년생까지를 산업화세대로 정의한다.
주지하다시피 해당 시기는 수출지 향적 산업화를 통헤 한국사회의 경제적 상황과 절대적 삶의 질이 고도로 성장된 시 기이다(Frobel, Heinrichs and Kreye, 1980; 김영기·박재규, 1997). 계봉오와 황선재
(2016)는 해당 시기의 경제성장을 통해 의식주의 기초적
문제가 해결되었을 뿐만 아 니라, 산업구조의 고도화,
교육기회의 확산, 민주화 등을 통해 생활조건이 전반적으 로 개선되었음을
지적한다. 또 객관적 사회이동을 살핀 연구들은 산업화로 인해 직 업구조의 확대와 고도화가 이루어졌으며, 이에 따른 대규모의 구조적 이동(structural
mobility)이 관찰됨을 지적한다. 단,
해당 연구들은 절대적 이동률은 국가마다 다를 지라도, 상대적 이동기회는 동일하다는 FJH가설2)이 지지됨을 보고한다(Featherman
2) FJH가설로 대표되는 Featherman
et al(1975)의 연구는 산업사회의 사회이동을 보다 잘 설명한 다고 받아들여진다. 이 가설은 시장경제와 핵가족
체제를 특징으로 하는 산업사회에서는 국가별
제약조건의 차이로 인해 절대적 이동률은 차이가 있을 수 있지만,
출신계층과
도달계층의 분포 를 고려한 후 상대적 이동기회는 동일하다는 논지로 정리될 수 있다(Featherman
et al, 1975; 박 병영 외, 2009; 장상수,
1998). 산업화가 어느 정도 달성된 후에는 공통적인 이동레짐(mobility
regime)을 갖춘다는 이러한 논의는 향후 많은 후속연구들을 이끌었다. 또한 90년대 이후 진행되 어온
대부분 국내 연구들도 FJH가설을 지지되었음을 밝히고 있다. 그러나 최근의 연구들은
직
et al, 1975; 신광영, 1994; 장상수, 1998; 2003; 신광영·조돈문·조은,
2003; 박병영 외, 2009).
특히 1960년대에
출생한 386세대들은 산업화세대가 쌓아온 경제적 성장의 과실 뿐만 아니라,
민주화를 기점으로 하여 사회문화적 개방성을 향유해왔다는 점도 특기 할만하다(강원택, 2003; 2010; 고원, 2005). 그러나
경제·사회적 발전을 겪어온 산업 화·민주화세대와는 달리, 1998년 경제위기 직후 경제/직업세계에
진입한 에코세대 및 최근 청년세대는 저성장과 신자유주의화적 노동시장 변화로 인해 양질의 구조적 상향이동 자체의 가능성이 축소되고 있다. 또 교육, 문화,
소비 등 다양한 영역에서 의 재생산기제로 인해 상대적 이동기회의 공정성마저도 위협당하고 있는 실정이다
(김문조,
2008; 신광영, 2016). 불평등의 고착화로 특징지을 수 있는 이
같은 상황은 세대에 따라 구성원들이 상향이동 가능성을 부정적으로 인식하게 할 개연성이 높은 데,
이는 최근의 수저 담론이나 포기 담론 등이 중점적으로 문제 삼고 있는 대목이 기도 하다.
다음으로 살피고자 하는 사회적 시간은 연령효과(age effect)로서, 평균적
추세의 시간적 변화 내에는 노화(ageing)라는 연령의 변동이 내재되어 있다. 따라서 개인의 연령증가로 인한 효과분을 코호트 효과와 분리시켜야만 순수 연령효과에 관한 엄정
한 추정이 가능하게 된다. 이와 관련해 캐인(Cain,
1964)은 밀즈(Mills, 1959)의 개 인의 삶과 사회의 역사의
불가분성에 대한 사회학적 상상력을 연령지위(age status) 와 생애과정(life course)으로 확장한다.
이때 생애과정은 단순한 개인적 노화가 아 닌, 제도와 역사의 맥락에 내재된 층화적 연령구조로서, 맥락적 관점에서 개인과 집 단의 일생을 이해하는 것이다(문혜진, 2010). 또한 릴리와 그의 동료들(Riley,
Johnson and Foner, 1972)은 사회가 연령에 따라 구조화되어 있다는 연령계층론 접 근을 주장한다. 이는 사회구성원이 연령에 따라 층화되어 있으며,
그것이 심리적 발 달, 코호트와 같은 사회적 멤버쉽을 통해 자원과 기회 분배의
기준에 연령이 중요한 요소로 작동함을 의미한다(Riley et al, 1972; 한경혜, 1990; Settersten and Mayer, 1997). 이때, 연령 효과를 살피는 연구들은 주로 생애과정(life
course) 관점을 활용 한다. 이는 한 개인의 생애주기가 단순히 개인적 시간으로만
채워지는 것이 아니라, 사회구성원들이 공통적으로 겪는 일종의 사회적(혹은 규범적) 시간표(social
time table)가 존재한다는 것임을 의미하는 것으로(Modell, 1980), 사회적 시간표는 각 연
업을 중심으로 한 사회이동성 유형보다는 소득을 중심으로 한 이동성 정도(degree)가 고착화되 었음을 포착한다(강신욱,
2011; 금현섭, 2015; 통계청, 2016).
령시기에 따라서 수행되어야 할 사회적 역할이나 과업이 규범적으로 정해진 것을 뜻 한다.
일반적으로 사회적 생애과정은 사회적 역할이 미미한 아동/유아기를 제외할 경우,
청소년, 청년, 중장년, 노년기로 구분될 수 있으며, 각각의 연령대는 요구받는 조건
적 상황, 생애과업 및 기대가 매우 상이하다. 이에 대해 릴리와 릴리(Riley and
Riley, 1994)는 개인의 생애주기가 교육, 노동,
은퇴라는 세 가지 상자(three boxes of life) 의 표준적 패턴으로
이해될 수 있다고 주장한다. 이러한 맥락에서 한국사회의 생애 과정을 의식의 관점에서
연계, 이해본다면, 우선 청소년기(adolescent)는
교육을 중 심으로 한 사회화(socialization)의 시기이다. 원론적으로 청소년기 교육체계에서는 미래기회에 대한 열린 가능성을 중시해 미래 기회구조의 개방성에
초점을 둔다. 따 라서 청소년들은 부모의 기대와 함께 긍정적 미래전망,
즉 본 연구의 용어로서 상향 이동에 대한 높은 인식을 지니고 있을 공산이 크다.
반면 주관적 계층의식의 경우, 청소년기 학생들은 일반적으로 그들 부모의 사회경제적
지위로부터 결정되는 경향 이 있으나, 기존 중산층이 향유하는 여러 기준들이 미비해 성인보다
낮은 위치로 인 식할 가능성이 높다. 특히 본 연구진은 상기 두 불평등 의식과 관련해 청년
시기의 효과에 보다 주목한 다. Arnett(2000)은 생애주기와 관련하여 청년기에
대한 모호성을 지적하며, 후-청년
기와 전-성인기를 신흥 성인기(emerging adulthood)로 정의할 필요성이
있음을 주장 한다. 이는 과거 교육-청소년, 노동-성인이라는 전통적 구분이 모호해짐에 근거하는 데, 최근 높은 청년실업 상황은 긴 취업준비 기간이라는 특별한 상황을 요구한다. 특 히 해당 기간은 임금수준이나 사회적 조건에 대한 취업눈높이에 대한 조정과정을 수 반한다(이병희, 2011; 최율·이왕원, 2015). 이는 곧 미래 전망에 대한 현실적 조정을 의미하는 것으로, 상향이동에 대한 기대가 ‘현실적 수준’으로 조정될 가능성을 시사 하는 것이다.
또한 청년세대가 용케 취업했더라도, 오늘날 한국사회의 30대는
회사 적응, 집마련, 결혼,
출산, 육아 등과 직결된 부가적 압력에 시달린다는 점에서(최율· 이왕원,
2015; 김영미, 2016), 상향이동에 대한 의식은 기존 선에 머무르지
않고 지 속적으로 하락할 가능성이 높다. 그러나 이러한 하락은 사회경제적 지위가 일정 정 도
확보되며, 자녀에 대한 부담이 줄어드는 중장년 시기에는 완화 및 상승 반전할 여지가 있다. 한편, 생애소득가설의 관점에서 계층의식은 상향이동의식과 상반되게
작동할 개연성이 있다. 이는 개인의 생애주기 중, 중장년시기가 가장 높은 사회경제
적 지위를 달성하는 시기인 까닭이다(Ando and
Modigliani, 1963; Wells and Gubar, 1966; 백은영,
2009). 즉, 경제적 자원의 제약이나, 혹은 직업세계의 경력과 권한을 통한 사회적 인정은 개인의 계층의식에는 정적인 영향을 미칠 개연성이
높다. 이 같 은 접근들은 각 연령대의 사회적 조건들이 각각의 의식과 연동되어 영향을 끼칠 가 능성을
시사한다.
마지막으로 기간효과(period
effect)는 경제적 상황, 혹은 사회정치적 위기가 사람
들의 의식에 미치는 영향으로 이해될 수 있다. 특히 한국사회에서
IMF 외환위기의 충격은 이후 정치, 문화, 의식 등 다양한 차원에 부정적 효과를 야기했음이 여러 연 구에서 밝혀져 왔다(김문조, 2008; 신광영,
2013). 그러나 앞서 지적한 바와 같이, 기 간효과에는 코호트와 연령의 효과가 결합되어 있다. 따라서 순-기간효과(net-period
effect)가 어느 정도인지, 혹은 그 효과가 실제로 계층의식과 상향이동의식의 변화를
추동하였는지를 이해하기란 쉽지 않다. 따라서 본 연구진은 우선 1999년 이후의 APC모형을 통해 연령과 코호트 효과를 감안한 이후의
순기간효과를 확인한다. 특히 경제상황을 종합적으로 반영하는 지표인 경기선행지수와
경기동행지수를 동시적으 로 고려함으로써, 기간효과가 경제적 상황과 연동되고 있는 양상을 살펴본다.
Ⅲ. 연구방법
1.
연구자료 및 기간
본 연구는 통계청에서 연례적으로 실시하는 사회조사 자료를 활용하였다. 통계법 제4조 1항
및 제8조 규정에 의해 승인된 지정통계(승인번호: 10118)인 사회조사는 국민의 삶의 질과 관련된 사회적 관심사와 주관적 의식의 변화를 파악함에
주된 목 적을 둔다. 사회조사는 통계청에 의해 매년 실시되지만, 2008년 이래로는 소득과 소 비,
노동, 복지,
사회참여, 문화와 여가를 한 조합으로, 그리고 보건, 교육,
안전, 가 족,
환경을 다른 조합으로 구성하여 격년 주기로 시행되어왔다. 단,
2008년 이전의 조사에서는 측정영역 구성이나 조사 주기가 다소 불균등한 부분이 있다.
따라서 본 연구에서는 주된 관심 문항인 주관적 계층의식과 세대간, 세대내
상향이동의식이 조 사된 1999년부터,
2003, 2006, 2009, 2011, 2015년까지의 자료를 활용하였다.
따라 서 이번 연구는 1998년 IMF경제위기
이후부터 최근 2015년까지의 총 16년 동안의 한국사회로 탐구 범역을 설정하였다.
2.
연구대상
본 연구에서 활용된 통계청 사회조사의 모집단은 전국 가구의 만 13세 이상 전국
가구의 가구주와 가구원이다. 표본수는 매 조사 시기마다 다르지만, 2008년 조사 이 전에는 약 30,000~33,000
가구, 2008년 조사부터는 약 17,000~20,000가구가 조사되 어왔다.
표본추출 방법은 시,도를 중심으로 1차로
층화되었으며, 이후 주택유형, 농 가비율,
유배우, 1인 가구,
60세 이상, 자가 비율을 통해 총 4차에 걸쳐 층화표집 되 었다.
1999년부터
2015년까지의 총 표본 수는 377,555명이다. 그러나 해당 표본 중, 계 층의식과
상향이동의식 문항을 고려하게 되면 상당수의 결측치가 발생한다. 1999부 터 2006년까지는
상향이동의식문항이 가구주에게만 측정되었다는 점, 계층의식문항 역시 2003년과
2006년에는 가구주에만 측정되었다는 점에서 각 조사에서 약 6만
명 의 결측치가 발생했기 때문이다. 따라서 계층의식과 상향이동의식이 측정된 총 표본 은
이상의 결측치를 제외한 계층의식 약 28만 명,
상향이동의식 24만 명 정도이다.3)
그런데 본 연구에서는 연령대를 18~80세까지로 한정하여, 소수의 추가적 표본유실 이 발생하였다.
<표 1>은 이상의 표본구성 과정을 요약적으로 정리한
것이다.
<표 1> (연도별) 연구대상의 제약 및 표본구성
|
조사년도 |
표본1 (총 표본 수) |
표본2 표본3 (계층의식/상향이동의식 (18~80세 연령 표본) 측정 표본) |
|
|
1999 |
88,096 |
69,044 / 28,424 |
63,636 / 28,152 |
|
2003 |
90,231 |
30,969 |
30,596 |
|
2006 |
85,063 |
67,791 |
63,177 |
|
2009 |
36,989 |
36,989 |
34,076 |
|
2011 |
37,966 |
37,966 |
33,598 |
|
2015 |
39,210 |
39,210 |
35,116 |
|
전체 |
377,555 |
281,969 / 241,349 |
260,199 / 224,715 |
3) 요약하자면, 표본 차이에 따른 결과
변화의 가능성을 확인하기 위해 2009년 조사 이후부터의 가 구원을 제외하여 추가분석을 수행하였다.
1999~2015년까지의 가구주만을 대상으로 한 추가분 석 결과는 이후에 제시될 본 연구의 결과와는 미세한 차이만 있었을 뿐,
기본적인
패턴양상의 차이는 확인할 수 없었음을 나타낸다. 이처럼 가구주와 가구원 사이의 큰 차이가 보이지 않는다
는 점은 가구가 한국의 기초적 사회경제 집단체로서 기능하고 있음을 나타내는 증거라고 할 수 있다.
3. 측정변수
본 연구에서 활용된 변수에 관해서는 <표2>에서 측정 및 기술통계치를 제시하였 다.
우선 이번 연구에서는 주관적 계층귀속감 문항을 중상층 의식을 기준으로 재조 정하였다.
즉, 상층과 중층의 값을 1로하며, 하층은 0의 값을 지니는 더미변수로 설 정한다. 따라서 해당 변수는 한국사회에서 경제위기 이후 자신을 주관적으로 중상층 으로 인식하는지 여부를
측정한다.4) 세대간, 세대내
상향이동의식 역시 다음과 같이 조정하였다. 상향이동의식의 변수는 1~5(2003년 조사까지) 및 1~6(2006년 조사부 터)이 약간
다른 리커트 척도로 측정되었으나5),
실제 연구에서는 해당 응답 중, 사회 이동의 가능성이 ‘높다’, 혹은 ‘매우
높다’의 상향이동(upward mobility)에 대한 더 미변수로 변환하였다. 따라서 해당 변수 역시 한국사회에서 상향이동의 가능성을 지 니고 있는 개인들의 비중으로 단순화시켰다.
<표 2> 변수 측정 및 기술통계치
|
변수 명 |
측정 사례수 평균 |
표준편차 |
|
|
중상층의식 상향이동의식 |
개인의 사회경제적 지위를 통한 계층소속인식 여부 0=하층(하하/하상) 1=중상층(상상/상하/중상/중하) |
260,199 0.576 |
.494 |
|
개인의 세대내/세대간 |
|
|
|
|
- 세대내 상향 이동의식 - 세대간 상향 이동의식 |
상향이동 가능성에 대한 인식 0=모르거나, 낮다 1=높거나, 매우 높다 |
224,715 0.286 223,581 0.408 |
0.452 0.491 |
4) 일반적으로 계층의식에 대한
연구들에서는 중(산)층을 중심으로 진행되는 경향이 강하다.
그러
나 본 연구에서는 중층뿐만 아니라 상층의 비중도 포함한 중상층 의식이 활용된다. 이는 상-중하층의 서열적 범주구성으로
인해 본 방법론에서는 이분적 범주의 재구성이 필요했기 때문이다. 세부적인 분석결과 상층의 의식은 1.5~2%
내외로
해당 조사기간 동안 큰 편차를 보이지 않았 다. 따라서 하층과 대비된 중상층의식의 실제적 변동은 중층에서
발생하고 있었다는 점에서 기 존의 연구와 큰 차별적 결과를 야기하지 않으리라 본다.
5) 세대내,
세대간
사회이동의식(social mobility) 원 문항의 측정은 다음과 같다.
1999년, 2003년 조사에서는 “1)매우높다, 2)높은편이다,
3)보통이다, 4)낮은편이다, 5)매우 낮다, 6)모르겠다”로 측정되었으며,
2006년 조사부터는 “1)매우 높다, 2)높은편이다, 3)낮은편이다,
4)매우 낮다, 5)모 르겠다”로 측정되었다. 이러한 측정의 차이는 분석결과를
왜곡할 가능성이 있다. 하지만 본 연 구가 상향이동 가능성을 ‘높다’와 ‘그렇지 않다’라는 이분적 구성으로 재구성했다는
점에서, 분 석결과의 큰 차이가 발생하지 않으리라 본다. 또한 이후 제시될 분석결과
역시도 기존 이론이나 연구의 틀을 크게 벗어나지 않는다는 점에서, 이론적 타당성이 담보될 수 있다고 본다.
4. 분석방법 :
APC-Detrended Model
APC 모형은
특정 현상의 시간적 변동(temporal variation)이 연령, 기간, 코호트 효과의 결합으로 구성되어 있다는 점에 착안해, 이를 각 효과로 구분(disentangling)
하여 변동의 동학을 밝혀내기 위한 목적으로 개발된 것이다. 구체적으로 APC모형은
해당 세 효과를 하나의 통계적 함수 내에서 동시적으로 고려한다(Yang and Land, 2006; 2013a;
O'Brien, 2015). 하나의 통계적 함수 내에서 해당 변수들이 고려된다 는 점은 곧 특정 현상의 시간적 변동을 각 변수가 대변하는
연령, 기간, 코호트의 효 과들로 분해(decomposition)할 수 있음을 의미한다.
따라서 본 연구에서는 APC모형 을 활용하여 한국인들의 계층의식과 상향이동의식의
변화추세의 내적 양상과 그것 을 추동하고 있는 요인을 확인한다.
특정 사회적 현상의 시간적 변동이 연령,
기간, 코호트 변동의 합으로 결합되어
있다는 점은 세 가지 효과를 분리해 내는 것이 쉽지 않음을 함의한다.
즉, 전 사회구 성원에게 공통적으로 가해지는 기간효과(period
effect)는 해당 효과를 받아들이는 연령대에 따라 상이한 효과로 구성되기 때문이다.
이때, 각 개인들은 각 연령(대)에 따라서 요구받거나 겪게 되는 생애과정(life course)의 연령효과(age effect)를
지닌 다. 이는 “코호트(c)=연령(a)-기간(p)”의 관계식으로 정리될 수 있는데, 세 효과는 완 전한 선형의존 관계에 처해있기 때문에 각 효과를 분해하는 것은 지난한 작업에 속
한다. 일반적으로 연령, 기간,
코호트의 효과의 결합(혹은 혼재)상황은
식별의 문제
(identification problem)로 불린다(Kupper, Janis, Karmous and Greenberg, 1985; Luo, 2013a; 윤자영; 2014).
이러한 식별의 문제는 APC모형의
난제이자 해결을 요하는 원천적 쟁점이다. 많 은 APC모형은
세부적인 통계원리나 제약방식의 차이를 지니지만, 결국 식별의 문제
를 해결하기 위한 것으로 정의할 수 있다(Yang,
Schulhofer-Wohl, Fu and Land, 2008; Kye, 2012; Luo, 2013a; Chauvel and
Schröder, 2014; 2015). 이를 자세히 살 펴보면, 우선 a, p, c효과 중 최소 한 가지 이상의 모수를 제약하는 제약화된 일반화 선형모형(CGLIM)이 전통적으로 제시되어왔다(Fineberg
and Mason, 1985; Kupper et al 1985). 하지만 해당 방법론은 특정 모수를 제약하는 것에 있어서의 사전정보
필요 및 자의성(arbitrariness), 그리고 어떤 모수를 제약하는지에 따라서 추정패턴이 민감하게 변화한다는
점에서 비판받아왔다(Glenn, 2005; Yang et al, 2008; Yang
and Land, 2013b). 이러한 비판에 대응해 양과 그의 동료들(Yang
et al, 2008)은 특 정 모수가 아닌 함수를 통해 모형의 선형성을 제한하는 APC-IE(Intrinsic
Estimator) 모형을 제시하였다(Luo, 2013a). APC-IE모형은 사전정보를
통한 특정 모수 제약보 다는 통계적 모형의 범용성을 보다 강조했다는 점에서 최근 사회,
인구, 보건,
역학 등 다양한 분야에서 많은 APC연구가 진행된 배경이 된다. 그러나 최근 루오(Luo. 2013a)는 APC_IE모형의 타당성과 신뢰성에 대한 비판을 제기하였다.
그는 시뮬레 이션을 통해 연령, 기간,
코호트의 실제 효과가 선형적일 경우에는 APC_IE 모형을 통해 얻는 추정치에 편차(Bias)가 발생할 수 있음을 확인하였다.
또한 그는 연령, 기 간,
코호트의 수에 따라서 추정치가 변한다는 점에서 IE모형의 추정치의 타당성과 신뢰성을 담보할 수 없다고
주장한다.
이외에도 최근에는 연령을 개인수준(Level1)의
내재적 특성으로 인식하고(within
cell), 기간과 코호트를 상위수준(Level2)으로 설정하는 HAPC_CCREM분석이
제시 되었다. 그것은 위계선형모형(HLM)을 응용하여 개인 내 연령효과를 고정효과(fixed effect)로 고려한 후,
기간과 코호트의 효과를 임의효과(random effect)로 설정하여 효과를 추정한다. 이때 기간과 코호트 사이의 관계는 cross-classified
자료 구조를 설정하여, 해당 두 효과를 Level2의
수준에서 동시에 고려하게 된다(Yang and Land, 2006; 2013a). 그러나
루오(Luo, 2013c)는 양과 랜드(Yang and
Land, 2006; 2013a) 가 제시한 HAPC_CCREM 역시 연령, 기간, 코호트효과에 다중적 제약을 내재적으 로 가정하고 있으며, 해당 제약은 연령, 기간,
코호트의 사이의 길이에 의존하고 있 음을 지적한다. 따라서 이 방법도 식별의 문제를 완전히 해소할 수
없다는 것이다.
상기 논의들은 현재로서는 그 어떠한 APC모형도
식별의 문제를 만족스럽게 해소 할 수 없음을 의미한다. 따라서 여러 연구자들은 축적된 이론과 사전정보를 통해
적 절한 모수 제약이나 모형 설정이 필요함을 주장한다(Luo, 2013b; O’Brien, 2013;
Fineberg, 2013). 특히 APC연구들은 추정하고자 하는 모수들의 비선형적(non-linear) 관계를 예측할 수 있을 때,
각 효과들의 추정이 가능함(estimable, identifiable)을 지 적한다(Luo, 2013b; Fineberg, 2013). 이상의 여러 논의를 고려하며 본 연구진은 APC방법론 중의 하나인 APC-Detrended(이하
APC-D)모형을 활용하였다. APC-D 모형은
쇼벨(Chauvel)에 의해서 발전된 방법론으로 선형추세(linear
trends)와 섭동 (fluctuation)을 구분해내는 방법이다. APC-D 모형을 OLS 방정식으로 정리하면 아 래와 같다.6)
6) APC-D방법론에 대한 설명 및
보다 상세한 수식은 쇼벨(Chauvel)의 사이트(Http://www.
louisschauvel.org/apcdmethodo.pdf)에 제시되어 있다.
1)
2) 3)
4)
5) ∈min max max min
단, 는 탈경향화된(de-trended) 연령, 기간, 코호트 효과를 의미 단, 는 기간간·코호트간 선형함수 기울기, 기간간·연령간 선형함수 기울 기를 의미
위 산식에서 는
i의 종속변수로서 이는 연령(a), 기간(p), 코호트(c=p-a)에 속
하며, 본 연구에서는
세대내, 세대간 상향이동의식 및 중상층의식이다.
APC모형의
주요한 변수인 연령, 기간의 간격(interval)은
∈minmax
, ∈minmax 의 기간으 로 설정된다.
단, 본 모형에서는 모수들의 신뢰구간을 향상시키기 위해 처음과 마지 막 코호트를 제외하여 코호트의
간격은 min max의 기간에 속하게 되며, 이 를 통해 식5)가 도출된다.
APC-D모형의 핵심은 기울기합0(zero-slope)와 계수합 0(zero-sum)의 제약을 부과함으로써,
선형추세(linear trends)가 제거된 변수들의 탈 경향화
된 연령, 기간, 코호트 효과를 확인하는 것이다. 이때 와
는 연령과 코호
트의 값이 조정(rescale)되었을 때의 표준화된 추세를 의미하며, rescale(a)와 rescale(c) 연령(a)와 코호트(c)에 대한 선형함수로서 각 효과를 –1과 1사이의
값으로 변환해준 다. 따라서 와
는 각 효과의 총 계수 합과 중간시점을 기준으로 처음시점과 마지 막 시점의 계수를 순차적으로
차감하여 얻어진 기울기의 합을 0으로 규정하는 두 제 약을 만족하는 연령과 코호트의
표준화 된 선형추세(기울기)를
의미한다. 그러나 우 리는 선형의존관계 c=p-a를
알고 있기 때문에, 해당 두 값은 효과의 관점이 아닌 blank linear intercepts로 이해되어야 한다.
는 일반적인 상수항이다.
, ,
는 탈경향화(detrended)
된 연령, 기간,
코호트의 벡터이다. 이 벡터들은 계수합0와
기울기합0의 두 제약이 부과되었을 때, 연령, 시기, 코호트의 비선형적 효
과(non-linear effects)를 배타적으로(exclusively) 반영한다. 만약 각
계수의 값들 중 적어도 한 개 이상의 추정치가 신뢰구간을 포함하여 0을 벗어날 경우,
그 효과는 전체적인 경향성을 이탈하는 유의미한 효과를 지닌다고 판단할 수 있다.
특히 APC
모형에서 핵심적인 값은 (Detrended Cohort Effect, having a zero-sum and zero-slope
shape)로, 이는 3),
4), 5) 식을 통해 유일한 추정치를 얻을 수 있다. 만약 값이 0과 크게 다르지 않은 경우, 즉 경향성 대비 큰 변동양상을 보이지 않는다면 AP모형만으로도
효과를 추정할 수 있다. 그러나 값이 0이 아닐 경우 코호트는 연 령과 기간의 변동에 대해
유의미한 연관을 지니기 때문에, 코호트의 효과를 통제하 는 APC모형이 필요하다(Chauvel and Schröder, 2014; 윤자영, 2014; 김수정, 2015).
결론적으로 APC 분해
방법론은 세 가지 종류의 사회적 시간에 따른 변화 추세를 보여줄 수 있다는 점에서 매우 유용한 방법론적 접근이되,
방법론적 유의성에 대한 논쟁은 계속되고 있다. 본 연구에서는 이러한 방법론적 한계를 두 가지 방법을
통해 보완하려 한다. 첫 번째로,
중상층의식과 상향이동의식의 변화가 연령, 기간 그리고 세대에 따라 비선형적 변동을 가질 것이라는
가정을 앞선 이론적 논의를 통해 구체 화 했다. 이는 APC논쟁들에서
공통적으로 지적하고 있는 비선형성의 가정을 이론적 으로나 현상적으로 가정할 수 있음을 의미한다.
또한, 각기 서로 다른 가정
(assumption)을 전제로 하는 APC_IE모형과 HAPC_CCREM 모형을 통해서도 해당 효과를 교차적으로
검증하였다. 두 모형의 분석결과는 본 연구의 결과와 다르지 않 았다는 점에서, 본 연구의 결과의 신뢰성을 재확인할 수 있었다.
Ⅳ. 분석결과
1. 중상층의식과 상향이동의식의 평균 추세
중상층의식과 상향이동의식의 내적 분화양상을 살피기 이전에, 해당 두 의식의 평
균적 추세를 살펴보기로 하자. <그림 1>은
1999년부터 2015년까지의 의식의 평균적 추세를 보여준다7). 해당 분석결과를 살펴보면, 우선 중상층 의식의 경우에는 1999년
한국인들의 약 57% 정도가 중상층 의식을 지녔음을 보여준다.
또 이후 2015년까지 중상층의식은 약 60%까지 소폭 증가한 후 유지된 것으로 드러났다.
그렇다면 경제위기 이전의 중상층 의식은 어느 정도 수준이었으며, 또한 어떻게
변화되어왔을까? 동일한
조사로 볼 수 있는 통계청의 <사회통계조사>8)에
의하면,
7) 연령별 계층의식과 상향이동의식
추세의 상세한 내용은 <부록>에서 확인할 수 있다.
8) 본 연구가 활용하고 있는
<사회조사>는 1970년대부터 시작된 통계청의
<한국의 사회지표>,
<사회통계조사>와 명칭만 다를 뿐,
실질적으로는
동일한 조사라 할 수 있다. 그러나 본 연구가 1999년 경제위기 이후의 자료만 활용한 것은 다음과 같은 두
가지 이유 때문이다. 첫째, 현재 통계청 마이크로데이터서비스(MDSS)로 공식 배포되고 있는
자료는 1999년부터 시작된 <사회
1991년의 중상층 의식은 약 63%(상1.6%, 중 61.3%)로
확인된다. 또 1994년의 중상 층의식은 약 62%(상 1.4%, 중 60.4%)로
확인된다. 그러나 1994년 이후부터 본 연 구의 조사시점인 1999년까지는 이루어지지 않았다. 따라서
1994년 약 62%에 달했 던 중상층 의식은 1999년 경제위기 이후 약 57%로 약
5%p정도 하락하였음을 확인 할 수 있다.
그러나 공식통계가 아닌 학술지와 언론사의 통계결과로 해당 공백 기간 에 대한 중상층의식을 확인해보면,
경제위기 이전에 10계층 범주로 측정한 중상층의 식(범주 1-7)은 85.1%(상
4.4%, 중 80.7%)으로 확인된다(사회발전연구소, 1996). 또
한 1998년에
시행된 대한매일신보(1998)가 9계층
범주로 조사한 중상층의식은
73.6%(상 1.5%,
중 72.1%)로 확인된다(김병조, 2000). 94년도에 62%였던
중상층의 식이 수년 사이에 70~80%에 달했다는 이러한 결과는 계층의식에 대한
측정 차이와 표본수의 차이 등에 기인한 것으로 보인다. 하지만 99년
경제위기 직전까지 경제성 장률이 9%대인 상황에서 중상층의식이 지속적으로 상승 추세에
있었다는 점을 고려 해본다면, 경제위기 직전의 중상층의식은 약 60%중후반에 달했을 것으로 예상할 수 있다.
따라서 중상층의식은 경제위기 이후 약 5%p(비공식 통계에 따르면 10%p 이 상) 정도 하락하였다고 말할 수 있다. 하락 이후에는 평균 추세가 큰 변화 없이 유지 되고 있다.
다음으로 상향이동의식의 평균적 추세의 변화를 살핀다. 우선 세대내, 세대간 상 향이동의식 모두는 경제위기 이후 M자형 추세를 보이고 있음을 확인할 수 있었다.
그러나 각각의 상향이동의식은 다소 상이한 변화 양상을 보여주고 있음이 흥미롭다.
구체적으로 이를 살펴보면, 세대내 상향이동의식은 M자형 변동에도 불구하고, 15년
동안의 평균적 추세는 약 30%선을 유지하고 있는 것으로 확인되었다. 즉, 경제위기 직후 약 22%로
매우 낮았던 세대내 상향이동의식은 2003년에는 약 10%p정도
상승 하였으나, 이후 곧 소폭 하락하였다. 흥미로운
점은 2009년에는 금융위기 직후임에 도 불구하고 세대내 상향이동의식은 37%로 매우 높은 수치를 보였다는 사실이다.
조사>부터이다. 이전 시점의 자료는 공식적인
배포승인이 이루어지지 않았다. 둘째, 만약 자료 가 확보된다고 하여도 현 시점 이전 자료로는
연령과 기간의 정방형(singular) 구조의 구축이 어렵다는 점이다. APC모형은 코호트 효과를 추정하기
위해서 연령과 기간의 정방형 구조를 필 요로 한다. 그러나 수십년 간의 정보를 동일한 기간에 맞추어 조사된
자료는 희소하다. 따라서 기존의 선행연구들은 정방형 구조를 맞추기 위해서 근처 시점의 자료를 조정하는 경우가 몇몇 있다.
본
연구 역시 3년 시기 간격을 맞추기 위하여 1999년 자료를 2000년으로,
2011년을 2012 년으로 조정하여 사용한다. 그러나 본 연구진이 확인한 결과,
1999년 이전의 자료 시점은 3년 단위 시점설정을 크게 벗어나는 것으로 나타났다. 이를 보완하기 위한 여러
노력이 존재할 수 있지만, 이상과 같은 한계점으로 인해 이번 연구에서는 1999년 이후의 사회조사를 활용하였음
을 밝힌다.
이는 세계적 경제위기 속에서도 다소 안정된 경제지표를 유지했다는 점에 기인한 효 과로 보인다. 그러나 2009년 이후에는 상향이동의식이 23%까지 급속히 낮아졌음을 관찰할 수 있다.
단, 앞서 언급한 바와 같이 세대내 상향이동의식은 경제위기 시점으 로 복귀한 것으로서, 15년 동안 추세선은 유지되었다고 말할 수 있다.
<그림 1> 중상층의식과 상향이동의식의 평균 추세
세대간 상향이동의식의 경우는 앞서 두 의식과 달리 상대적으로 큰 하락세를 보
인다. 경제위기 직후에 세대간 상향이동의식은 42%로 다소 높은 수치를 나타낸다. 이는 경제위기
이후 약 20%까지 하락했던 자신의 이동가능성에 대한 의심과는 달 리,
경제위기 이후에도 자식세대의 성장과 발전에 대해서는 여전히 높은 믿음을 가 지고 있었음을 알려준다.
상향이동의식은 2006년 38%로
소폭 하락했지만, 2009년 48%로 대폭 상승한다.
이는 한국의 성인 절반 정도가 세대간 상향이동의 믿음을 2009년 까지는 보유하고 있었음을 알려준다. 그러나 이러한 세대간 상향이동의식은 2012년
42%, 2015년 32%로 급격한 하락 양상을 보인다. 이와 같이 불과 약 5년의 시간
동안 16%p의 급격한 하락은 자신뿐만 아니라,
자녀세대의 상향이동 가능성마 저 염려하고 있는 한국사회 불평등의 고착화 양상을 간접적으로 반증한다.
불평등 의식의 평균 추세에 대한 본 연구의 결과에 의하면, 계층의식은 경제위기
이후 약 15년 동안 큰 변동이 없었다. 또 세대내 상향이동의식도 다소 부침이 있었 지만 평균적 추세는 유지되어왔다. 따라서 세대간 상향이동의식만이 하락하고 있는 평균추세에 대한 상기 분석결과로는 한국사회의 주관적
불평등이 심화되었다고 확 언하기 어렵다. 그러나 불평등 의식의 평균적 추세변화 기저에는 서로
다른 상이한 사회적 시간들의 효과가 결합, 혹은 중첩되어 있다.
또한 중첩에 따라 각각의 효과가 서로 상쇄하되 내부 변동의 상세한 동학을 감추고 있을지도 모른다.
만약 그렇다면 <그림1>에서
제시되는 평균 추세에 대한 결과는 한국사회의 현 실태를 엄밀히 진단 하지 못할 가능성이 있다.
따라서 본 연구에서는 이러한 문제의식에 기초해, 계층의 식과 상향이동의식의 평균 추세를 연령, 기간, 코호트로 분해함으로써 그 내적 동학 을 파악해본다.
2. 계층의식과 상향이동의식 APC-D모형 분석결과
1) 코호트효과:
세대(Generation) 담론을 중심으로
한국사회의 계층의식과 상향이동의식을 분해한 결과로서, 우선 코호트 효과를 살 핀다. <그림2>에서는 중상층의식과 상향이동의식의 변동 양상을 출생 코호트에 따 라 상세히 보여준다. 일단, 한국사회의 시대적 변천 가운데 경제적 차원에서는 일단
산업화와 도시화, 특히 고도경제성장이 고용과 직업구조의 증대,
생활수준 및 생활 기회의 전반적 확대를 추동하였음에 주목해보고자 한다. 이러한
경제적 발전의 시기 를 겪어온 주역은 산업화세대이다. 또 사회정치적 차원에서는 민주화 과정을 통해 정치사회적
발언권, 그리고 소비나 여가생활의 확대 등이 이루어졌는데,
이에 해당 하는 세대가 386세대이다.
요컨대, 386세대는 산업화로 인한 경제적 성장과 민주화 의
혜택을 동시에 누린 세대라는 점에 주목할 필요가 있다. 반면 최근 고도성장의 종식과 불평등의 심화라는 이중고를
동시적으로 체험하는 대표적 세대로는 에코세 대와 청년세대를 들 수 있다. 따라서
본 연구는 해당 세대들을 중심으로 각 의식의 코호트효과를 해석해 보고자 한다.
먼저 상향이동의식에 대한 분석결과를 살펴보면, 산업화세대의 출발점부터 상향 이동의식이 급격히 상승하였음을 확인할 수 있다. 즉 세대내, 세대간 상향이동의식 이 1944년을 기점으로 0을 포함하지 않는 상승추세를 보이고 있다. 또한 1963년도 출생코호트를 중심으로 가장 높은 상향이동의식
효과가 발견되는데, 이는 1960-69
년으로 설정되는 386세대 시점에 속하는 것이다. 해당 고점은 3저 호황(1986)의
시 기와 거의 일치하고 있다. 이러한 결과는 한국사회의 경제적 발전과 사회문화적
성 장을 목도한 산업화세대와 386세대가 경제위기 이후에도 타 세대보다 높은 상향이
동의식을 보유하였음을 알려준다. 그러나 386세대의
마지막 코호트(1968~70)를 기 준으로 세대내,
세대간 상향이동의식이 급격히 하락하는 양상을 보인다. 보다 세분 해 볼 때, 세대내 상향이동의식의 경우에는 1985년
코호트인 에코세대까지는 다소 정체되는 경향을 보인 후 소폭 하락되지만, 세대간 상향이동의식의 경우에는 에코세 대의 시점인
1980년 코호트를 중심으로 급격히 하락폭을 보인다.
이는 최근세대로 올수록 한국사회의 기회구조를 보다 부정적으로 인식하고 있으며,
상향이동에 대한 회의도 커지고 있음을 지시한다.
상향이동의식의 결과와는 달리,
중상층의식은 산업화세대에서 가장 낮게 나타난 다는 점은 특기할 만하다. 또 상향이동의식의
경우 산업화세대와 386세대 모두 유사 한 상승양상을 보였지만, 중상층의식의 경우에는 1960년을
고비로 그 효과가 상이한 방향을 보이고 있었다. 즉 산업화세대에게서 하향 추세를 보이던 중상층의식은
386 세대부터는 소폭 상승하는 추세로 전환되었으며,
특히 386세대의 마지막 시기인 1969년에는 코호트효과가 95% 신뢰구간에
0을 포함하여 부적인 효과가 상실되었음 을 확인할 수 있다.
이후 중상층의식의 상승추세는 70년대 코호트에게서는 정체되는 경향을 보인다. 또 1980년부터 85년까지의
출생코호트, 즉 에코세대에서 하락의 돌 출(bump) 양상을
보인인 후, 최근 세대에게서는 높은 계층의식을 보인다는 점이 흥 미롭다.
앞서 이론적 논의에서는 상향이동의식이 사회경제적 발전에 기인한 기회구조의
확대 및 개방/폐쇄성에서 비롯되는 집합적 반응이라면, 주관적 계층귀속감은 기본적 으로 개인의 경제력이나 생활수준과 같은 개별적 수준의 인식임을 구분하였다. 이러 한 시도는 산업화세대에게서 발견되는 “높은
상향이동의식-낮은 중상층의식”의 사회 적 배경을 설명하는 단초가 된다. 산업화 세대의 낮은 중상층 의식과 최근 세대의 높은 중상층 의식은 일견 상식 밖의 결과로 보이기도
한다. 실제 객관적 경제자산의 경우 산업화 세대가 가장 높은 수준을 보일 가능성이 높기 때문이다. 이러한 특징은 세대 효과가 자신들이 겪어온 역사적 경험과 매우 밀접하게 연동된다는 점을 보여준
다. 즉, 해당 세대는 산업화를 통한 높은 경제적 성장, 혹은 구조적 (상향)이동의
기 회를 체감했다는 점에서 기회구조 개방성을 보다 긍정적으로 인식할 가능성이 높다. 하지만
해당 세대는 산업화 이전, 전후(戰後)의 절대적 빈곤시기를 겪어왔다는 점에 서 자신의 계층의식은 낮게 인식할 개연성이 있는 것이다. 또 계층의식이 교육수준 이나 소비행태와도 밀접하게 연관되어 있다는 점을 감안한다면, 산업화 세대의 객관 적 경제 수준과 주관적 계층의식간의 괴리가 설명 가능하다. 반면 386세대부터는 중 상층의식이 상승하는 것으로 확인된다. 산업화 이후, 교육기회 증가,
직업구조 고도 화, 소비 및 여가문화 확산과 같은 사회적 변화가 개인의
계층의식에 정적인 영향을 미쳤다고 추정할 수 있다.
추가적으로 본 연구에서는 세대내 상향이동의식보다는 세대간 상향이동의식의 변
동 폭이 크다는 사실을 확인할 수 있다. 즉,
산업화세대 및 386세대의 세대간 상향이 동의식 대비 세대내 상향이동의식
변동폭은 보다 낮은 양상을 보이고 있다. 반면 에 코세대나 최근 청년세대에서는 세대내 보다는
세대간 상향이동의식이 더욱 가파르 게 하락하는 경향을 확인할 수 있다. 이런 결과를 해석해보자면, 산업화세대의 경우 에는 구조적 상향이동을 경험하였지만 그 과정이 결국 고된 노동과 생활환경의
급격 한 변화를 감내하면서 얻어냈다는 점에서, 자신의 세대내 상향이동 가능성은 보다 낮게 인식했을
가능성인 높다. 그러나 과도한 한국사회의 교육열이 방증하는 성장시 대의 이념은 자녀세대에게 이전되었을 가능성이
높다. 이는 결국 자녀세대에 대한 기대(expectation)가
높은 세대간 상향이동의식으로 표출된 것이다. 그러나 최근세대 로 올수록 자신의 세대내 상향이동가능성
보다는 세대간 상향이동의 가능성을 보다 낮게 인식하고 있는 것으로 확인된다. 이는 최근
한국사회 불평등이 고착화되는 양 상을 직설적으로 드러내는 결과로 보인다. 결론적으로
본 연구의 분석결과는 코호트 효과가 한국사회의 발전사(史) 혹은 불평등의
심화와 같은 사회적, 시대적 변천의 요 소를 밀접히 반영하거나 연동되고
있음을 시사한다.
<그림 2> 중상층의식과 상향이동의식의 코호트 효과(Cohort Effect)
2) 연령효과:
생애과정(Life-course) 관점을 중심으로
<그림
3>은 계층의식과 상향이동의식을 연령효과의 변동양상을 보여준다. 연령효 과를 해석함에 있어서는 생애과정 관점이 주요한 해석적 도구로 활용되는데, 이는 사회구성원들이 연령대를 중심으로 서로 다른 생애사적 사건과 경험 및 인식을 중심 으로 조직화되기
때문이다. 따라서 본 연구에서는 계층의식과 상향이동의식의 연령 효과를 개인들의 생애과정 속에서 발생하는
주요한 생애사건, 가령 취업이나 결혼, 자녀양육,
은퇴를 중심으로 해석해보고자 한다.
분석결과를 살펴보면,
우선 상향이동의식의 경우에는 대학진학을 전후로(18~20 세)
높은 세대내 상향이동의식을 지니고 있음을 확인할 수 있다. 세대간 상향이동의 식은 세대내 상향이동의식보다는 낮지만
타 연령대의 효과에 비해서는 가장 높다. 이러한 높은 상향이동의식은 본격적인 사회화를 겪기
직전에 드러나는 청소년 시기 의 높은 포부의 영향으로 보인다. 하지만 높았던 상향이동의식은 향후 지속적으로 하락하기
시작한다. 보다 구체적으로 말해, 세대내
상향이동의식의 경우에는 대학진 학 이후부터 급속한 하락양상을 보이며, 구직을 준비하는 20대
중후반부터 갓 취업 한 30대 초반까지 하락세가 지속된다. 본 연구진은 일단 이러한 하락을 구직준비와 취업과정에서 개인들이 지녔던 막연한 상향이동의 기대가
노동시장의 조건에 따라 현실화되고 조정되는 것으로 이해하고자 한다. 이후 연령효과의 하락 경향은 다소 완화되는 양상을
보이지만, 30대 중반까지 지속되고 있다. 30대
초반부터 중반까지 는 취업 이후 결혼과 내집마련, 출산,
육아 등의 생애과업이 지속된다. 최근 일련의 포기 담론이 경제위기 이후 저성장과 불평등의
심화가 이러한 생애과업을 중심으로 표출되고 있음을 주장한다는 점에서, 해당 생애과정에 있는 개인들은 한국사회의 세 대내
상향이동 기회구조에 대해서 보다 부정적으로 인식할 가능성이 있다.
그러나 37세부터는
그 효과가 하락이 아닌 정체의 단계로 전환된다는 점에서 세 대내 상향이동의식에 영향을 미치는 긍-부정적
사건들이 상쇄적 관계에 있음을 추정 할 수 있다. 이후 세대내 상향이동의식은 40대를 기점으로 조금씩 상승하며 60세의 진입을
기점으로 평균 경향성(0)보다 높아짐을 확인할 수 있다. 이는 직업세계에서 축적한 경력으로 보다 안정된 사회경제적 지위와 권한을 행사하게 됨으로써, 세대내 상향이동의 기회구조를 긍정적으로 인식할 수 있기 때문으로 풀이된다. 노년기에는 삶에 대한 관대적 태도나 정치적 보수화의 경향 등으로 상향이동의식이 중년세대에 비해
높게 나타나는 것으로 보인다.
<그림 3> 중상층의식과 상향이동의식의 연령 효과(Age Effect)
이때 흥미로운 점은 세대간,
세대내 상향이동의식 변화의 차이이다. 세대간 상향
이동의식은 그 대상을 자신이 아닌 자녀세대를 중심으로 표출한다.
따라서 자녀에 대한 인식이 미비한 20대 초반에는 세대간 상향이동의식이 세대내 상향이동의식보
다 보다 낮을 것임을 쉽게 예상할 수 있다. 결혼과업 및 가정이라는 생애과업을 수 행하기 어려운
30대 초반까지는 하락의 정도가 다소 완만할 것임도 확인할 수 있다. 그러나 결혼 및 가정을 지니는 30대 초중반
이후부터는 세대간 상향이동의식이 평 균 경향성(0)보다 낮아지는 하락추세가 발견된다. 특히 자녀세대가 대입을 준비하는 40대
중후반에 가장 낮은 세대간 상향이동의식을 지니는 것으로 보고되는데, 이는 대입준비를 전후로 하여 대학을 중심으로 한 사회적
위계구조 등을 인식하기 때문으 로 보인다. 다만,
자녀의 연령이 30대 이르면서부터 발생하는 자녀의 취업이나 결혼 등의
생애사건은 부모세대에게 긍정적으로 인식될 가능성이 높다는 점에서 60세부 터는 세대간 상향이동의식이 높아짐을 확인할 수
있다.
중상층의식은 각 연령대의 경제적 상황과 밀접히 연동되는 것으로 보인다. 가령 경제적 상황이 열악한 20대 초반
대학생 시기에는 중상층의식이 낮지만, 이는 20대
후반 취업을 전후로 상승하는 것으로 확인된다. 즉 취업과 그로 인한 경제력(주로 임 금소득) 획득은 사회 내에서의 계층적 인식을 높일 가능성이
높다. 물론 직업의 상대 적 위세차이나 위계구조로 자신의 계층을 낮게 인식할 가능성도 높지만, 적어도 생 애주기적 관점의 연령 효과에 관한 한 취업과 소득 증대는 중상층의식에 기여하는 듯하다. 이런 맥락에서 직업세계의 안정을 이루는 중년기의 높은 중상층의식 역시 이해 가능하다고 본다. 흥미로운 점은 50대 후반부터 계층의식이 큰 폭으로 하락한 다는 점이다. 이는 경력을 누적해왔던 주요 직업세계에서 은퇴함에 따른 임금 소득 의 부재, 사회관계 단절 등에 기인하는 것으로 보인다.
이러한 결과는 현 한국의 공 적 복지체제가 직업세계의 퇴출로 인한 임금소득 감소의 부정적 효과에 효과적으로 대처하지 못하고 있음을
실증한다.
3) 기간효과:
경제상황 및 사회정치적 사건을 중심으로 다음 <그림4>는
계층의식과 상향이동의식의 기간효과의 변동 양상을 종합적으로
보여준다. 분석결과,
기간효과의 변동양상은 전술한 평균적 추세와 크게 다르지 않 다. 이때 기간효과의
분석결과는 연령효과와 코호트효과가 통제되었을 때의 순 효과
(net effect)의 의미를 지닌다.
변동의 양상을 중심으로 각 의식의 기간효과를 살펴보면, 계층의식의 경우 앞서 평균적 추세와 같이 경제위기 이후 큰 변화를 보이지 않는다. 반면 상향이동의식의 경우에는 평균적 경향성을 제거한 후(de-trended)에도
M자형 변동 곡선을 보임을 확 인할 수 있다.
특히 2009년 이후 급락하는 양상이 주목된다. 또 한 가지 흥미로운 점 은 경제위기 직후 세대내 상향이동의식이 세대간 상향이동의식보다 민감하게
반응 한다는 점이다. 반면 세대간 상향이동의식은 초기에는 큰 변동이 없었으나
2006년을 기점으로 세대내상향이동의식과 거의 동일한 양상을 보인다. 요컨대, 세대간 상향이 동의식은 2009년 이후로 세내대 상향이동의식의 하락과 함께 수렴되고 있다.
그러나 중상층의식은 2015년에도 소폭의 상승세를 보이고 있다. 이는 계층귀속삼이 특정 시 기보다는 생애과정 전반의 학력,
직업, 경제력,
거주지, 사회관계 등 여러 차원의 영 향력에 의해 복합적으로
결정된다는 점에서 기간효과의 영향을 별로 받지 않음을 의 미한다.
사실 기간효과는 그 해석이 용이치 않다.
본 연구에서 설정한 기간효과는 해방 후
최대 사건의 하나로 꼽히는 IMF 환란 이후의 경제위기가 우리 사회에 끼치는 영향
인데, 그것이 연령과 코호트 효과와는 달리 명확한 해석틀을 갖추기 힘들어 어려움 이
더하다. 그럼에도 불구하고, 상향이동의식은 시기에 따라 민감한 변동양상을 보 이고
있다. 본 연구진은 이를 설명하기 위해 경제상황을 종합적으로 반영하는 경기 선행지수와 경기후행지수 순환변동치를
그래프에 삽입하였다. 그 결과를 살펴보면,
1999년 경제위기 직후 경기종합지수의 최저점을 확인할
수 있으며, 2002년까지의 회복과 맞물려 상향이동의식도 상승하는 양상을 보인다. 2002년부터 2003년까지는 경기상황이 악화되면서 상향이동의식 역시
상승 동력을 잃었으며, 또한 2008년까지
의 불안정한 경제상황으로 인해 다소 하락하는 양상을 보인다. 그 후 2009년까지는
다시 상승하는 양상을 보이는데, 이는 세계적인 경제불황 속에서도 한국이 비교적 안정된
경제운용을 하였다는 판단에 기인한 것으로 보인다. 단 2008년
금융위기 직 후 경기상황은 급속도로 악화되었지만 2010년을 전후로 빠른 회복양상을 보인다는 점에서 전반적인
추세는 일치되는 것으로 보인다. 하지만 2010년을
기점으로 경기상 황이 다소 악화되면서 상향이동의식이 급락하고 있음을 확인할 수 있다.
<그림 4> 계층의식과 상향이동의식의 기간 효과(Period Effect)
3. 중상층의식과 상향이동의식 변동의 A,P,C 효과 비교
이상의 분석은 중상층의식과 상향이동의식의 변동 정도와 그 양상을 연령, 기간,
코호트를 별로 상세히 보여준다. 그렇다면 각 의식의 변동을 실질적으로 추동하고 있는
효과는 무엇일까? <그림 5>의 그래프는 계층의식과 세대내, 세대간 상향이동 의식에 대한 코호트,
연령, 기간효과 계수의 크기를 비교하여 보여준다. 이때 계수의 단위는 동일하게 표준화되었다.
따라서 <그림 5>의
그래프는 실제 변동을 이끌고 있 는 요인이 무엇인지를 반영한 것이라고 할 수 있다. 단, 특정 효과의 진폭은 해당 효 과의 범위,
즉 x축의 길이에 따라 상이하게 해석될 여지가 있으며, 기간(p)의 수가 연령(a)과
코호트(c)의 수보다 적다는 점을 주의할 필요가 있다.
분석결과를 살펴보 면, 첫째 세대내 상향이동의식을 추동하고 있는 효과는 연령효과가
가장 큰 영향을 보이는 것으로 보인다. 이는 코호트 효과의 변동분보다 훨씬 크다. 둘째, 세대간 상 향이동의식의 경우에는 세대내 상향이동의식과는
달리 코호트효과가 연령효과보다 강한 영향을 미치는 것으로 확인된다. 셋째,
중상층의식의 경우에는 코호트 효과보 다는 연령효과가 보다 강한 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
기간효과는 중상층의 식보다는 상향이동의식에서 보다 민감하게 연관되는 것으로 확인된다.
<그림 5> 중상층의식과 세대내, 세대간 상향이동의식 추동효과 비교
이상의 분석결과를 요약해본다면,
우선 세대내 상향이동의식과 세대간 상향이동
의식은 사회적 기회구조에 대한 인식을 토대로 한다는 점에서는 유사하지만,
그것을 결정짓는 내적 효과는 상이하다는 점이 흥미롭다. 즉,
자녀세대의 상향이동 가능성 은 개인의 생애과정보다는 사회역사적 변천과 이에 대한 경험,
즉 코호트효과가 보 다 중요한 요소였다. 반면 세대내 상향이동의식은 자신의 생애과정에서 얻어진
경험, 즉 연령효과가 사회적 기회구조 인식에 주된 영향을 끼치는 요인이었다. 한편 자신 의 가용자원에 준거해 사회적 위치를 인식해내는 계층귀속감의 경우, 연령효과가 주 된 영향 요인임을 확인하였다.
이는 연령대에 따라 여러 자원, 특히 경제력이 크게 변화하기 때문이다. 반면 기간에 따른 변화의 폭은 매우 작았다.
이러한 결과는 사회 적 기회구조와 특정 사건/상황 등에 대한 집합적 의식으로서의 상향이동의식, 또 보 다 장기적인 생애과정의 경험으로 형성된 개인의 사회적 위치 판독이라는 계층의식 에 대한
이론적 논의의 타당성을 반영하는 것으로 받아들일 수 있다.
Ⅴ. 결론
종전의 사회 불평등 연구에서 주변적 쟁점으로 머물러 온 불평등의 의식적 차원을
집중적으로 탐구하고자 한 이 연구는 주관적 계층귀속감(subjective class identification) 및
상향이동의식(upward social mobility consciousness)에 관한 연령(age), 기간
(period) 및 코호트(cohort) 효과를 개량된 APC모형에
의거해 경험적으로 분석하였 다.
분석 결과는 다음과 같이 정리된다.
우선 중상층의식으로 조작화된 한국인의 계층 귀속감에는 시대 상황이나 사회경제적 여건 등을 반영하는 코호트효과나 기간효과 보다 생애주기를
기본으로 하는 순수 연령효과가 가장 큰 영향을 미치고 있음을 확 인할 수 있다. 즉, 20-30대 직업세계 진입 시기에는 중상층의식이 상승했고,
그러한 상승세는 직업 경력이 쌓이기 시작하는 30대에서 경력이 정점에 이르는 50대까지 지속되었다. 그러나 60대
이후 직업세계를 벗어나면서 중상층의식은 급격한 하락세 를 보인다.
상향이동의식의 경우에는 상기 세 가지 사회적 시간의 효과들이 다소 엇갈려
나 타난다. 즉, 세대내 상향이동의식에 대해서는 코호트효과나 기간효과보다
순순 연령 효과가 여전히 가장 큰 영향력을 행사하고 있음이 판명되었다. 즉,
세대내 상향이동 의식은 20대 초반 최고점을 보인 후, 구직시기를 전후로 급락한다. 또 취업이후에도
결혼, 출산, 육아,
집마련 등의 과도한 생활압박으로 세대내 상향이동의식은 30대 중 반에 최저점을 기록한다. 그러나 세대내 상향이동의식은 50대 이후
상방 전환하여 70대까지 지속적으로 상승한다. 이는 삶에
대한 관용적 태도나 심적 여유로 인한 노 년기 현실관의 변화 때문으로 보인다. 그러나
세대간 상향이동의식의 경우에는 연령 효과가 축소되는 대신 코호트효과가 결정적 변인으로 대두하게 된다.
즉, 세대간 상 향이동의식은 자신이 아닌 자녀세대에 대한 인식이라는 점에서 구직, 취업이 발생하 는 20대 후반뿐만 아니라,
결혼 및 출산이 이루어지는 30대 초반부터 육아,
대입, 사 교육이 집중되는 50대까지 지속적으로 하락하는 양상을 보인다.
그것은 특히 자녀의 대입 전후에 바닥권에 이르게 되는데, 이는 대학 서열에 따른 자녀세대의 상향이동 에 대한
비관적 태도가 크게 반영된 결과라고 본다.
코호트는 연령대에 따라 과거 상이한 맥락의 사회를 경험한 “특정 세대에 속한 사 람들”을 뜻한다. 지난 60년 간의 한국사회의 경제, 정치, 사회의 압축적 성장과 변화 는 각 코호트의 이질적
효과를 잘 설명해주는 듯하다. 예컨대 1944-60년의
코호트에 해당하는 이른바 산업화세대의 경우, 한국사회의 경제적 성장을 이끌고 체험했다는 점에서
높은 상향이동의식을 지닌다. 이는 경제성장으로 인한 빈곤의 해소, 산업/직 업구조에서의 구조적 이동, 농촌에서 도시로의 지역적 이동 등 산업화시대의 장기적 고속성장에 기인한 것으로 이해된다. 특히 1960-69년 코호트에 해당하는 386세대의 경우는 산업화 및 민주화의 혜택을 동시적으로 누린 이중적 수혜층이라는 점에서, 그들의 상향이동의식이 최고점에 달하고 있다는 사실이 코호트 효과로 잘 설명될 수 있다. 그러나 1970년대 코호트부터 상향이동의식은 급격히 하락하여
1978년 코호트 를 기점으로 평균적 수준을 하회한다.
이는 70년대 코호트 이후부터 한국사회의 성 장세가 격감했다는
점에 기인한 것으로 풀이된다. 또한 1997년
IMF환란 이후 직업 세계에 본격적으로 진입한 에코세대에서 상향이동의식의 하락이 급락했다는 사실은
양극화 및 기회구조 폐쇄로 요약되는 근자의 불평등 상황이 청년세대에게서 주로 체 감되고 있음을 알려준다.
그러나 중상층의식에 대한 코호트효과가 상향이동의식 대한 그것과 상반된 양상
을 보인 점은 주목을 요하는 현상이 아닐 수 없다.
중상층의식을 중심으로 진행된 기존의 연구들은 산업화 시기의 높은 경제적 성장으로 산업화세대가 높은 계층귀속 감을 지닐 것으로 예상해왔다. 그러나 산업화세대는 경제적 성장을 직접 견인한 세 대이지만,
이를 향유한 세대는 아니다. 즉,
그들이 직업세계에서 주요한 역할을 수행 한 시점에 기회구조의 개방성을 체험했을는지 몰라도 중상층으로서의 삶의 질은 온 전히 누리지
못한 것이다. 이번 연구에서 드러난 산업화세대의 낮은 중상층의식은 바로 그런 사실을 반증하는 듯하다. 중상층의식이 대학교육 기회의 확대나 삶의 질 이 전반적으로 개선되는 386세대를 기점으로 상승추세로 전환하고 있다는 점이 그 러한 해석을 뒷받침한다. 더불어 본 연구에서는 연령과 코호트라는 양대 효과와는 별도로 작동하는 기간효과도 동시적으로 고려하였다. 이때, 기간효과란 순수 연령효 과 및 코호트효과를 통제한
기간의 순효과를 의미하는데, 사실상 기간효과에는 경 제적 상황,
사회정치적 사건 등 여러 효과가 복합적으로 혼재되어 변화 추이를 명확 하게 해석하기가 용이치 않다.
이번 연구에서는 경제적 상황을 종합적으로 반영하는 경기(선행/동행)지수를 중심으로 기간효과와 변화 추이를 비교하였는데,
분석결과 상 향이동의식의 변동은 경제적 상황과 연동되고 있는 것으로 보이나,
중상층 의식에 대한 기간효과는 검증할 수 없었다.
이상의 결과들에 토대로 총체적 결론을 내리자면, 한국사회의 정태적·역동적 불평
등의식인 계층귀속감 및 상향이동의식은 상이한 사회적 시간(연령, 기간, 코호트)에
따라 매우 이질적으로 분화, 혹은 분포되어 있다는 점으로 응축할 수 있을 것 같다. 즉, 본 연구의 결과는 기존에는 밝혀지지 않았던 불평등
의식 변동의 세대별, 연령별 지형을 실증적으로 밝혀낸다는 점에서 의의가
있는데, 이러한 의식 지형의 발견은 최근 한국사회의 다양한 불평등 담론들의 주체와 양상을 분명히 드러낸다. 가령, 최 근 청년층을 중심으로 수저 담론이나 N포 세대론과 같은 불평등의식을 강하게 표출 되고 있다는 점은 상향이동의식의 연령, 세대 그리고 기간 효과 모두에서 열악한 위 치에 처해있는 이들의 시대적 상황을 반영하는 것이다. 또한 세대와 연령에 따른 상 반된 의식 동향은 한국 사회의 연령 및 세대에 따른 갈등 양상의
핵심적 원인으로 유추해 볼 수 있다. 더 나아가 불평등 의식은 사회통합과 정치적 집합행동을
결정하 는 핵심적 기제라는 점을 고려한다면, 이러한 의식의 상이한 분포에 대한 다양한 접 근(성별, 직업지위,
지역), 그리고 이에 따른 사회갈등을 완화시킬 수 있는 방안에
대 한 논구가 절실한 시점이라 할 수 있다.
참고문헌
강신욱. 2011. “소득이동성의 변화 추이.”
보건복지 Issue & Focus
93: 1-8. 강원택. 2003. “한국 정치의 이념적 특성.”
한국정당학회보 2(1): 5-30.
______. 2010. 한국 선거정치의 변화와
지속. 나남.
______.
2014. “사회계층과 정치갈등: 객관적 계층과 주관적 계층.”
최인철·강원택·이재 열·김병연·안상훈 편. 당신은 중산층입니까?.
21세기북스. pp.63-106.
계봉오·황선재. 2016. “한국의 세대간 사회이동
: 출생 코호트 및 성별 비교.” 한국인구 학 39(3): 1-28.
고원. 2005. “386세대의 정치의식변화 연구.”
동향과전망 63(2):
201-224. 구해근(Koo, Hagen). 2001. 한국 노동계급의 형성. 신광영 역. 창비. 국민대통합위원회.
2015. 한국형 사회 갈등 실태 진단.
연구보고서.
금현섭. 2015. “불평등과 이중구조 그 개념적
조우.” 안상훈 편. 한국 사회의 이중구조와
생애주기적 불평등. 집문당. pp.23-71.
금현섭·백승주.
2011. “사회보험과 주관적 계층의식의 변동.” 정책분석평가학회보
21(3):
61-86. 기든스, 안토니(Giddens, Anthony). 1998. 사회구성론. 황명주 역. 간디서원. 김경동·최태룡. 1983. “직업의 사회경제적 속성과
계급구분.” 사회과학과 정책연구
5(3):
1-30. 김문조. 2008. 한국사회의 양극화.
집문당.
______. 2013. “경제민주화의 사회이론적
조명.” 한국사회학회 편. 상생을 위한 경제민 주화. 나남. pp.99-125. 김병조.
2000. “한국인 주관적 계층의식의 특성과 결정요인.” 한국사회학 34(2):
241-268.
김수정.
2015. “누가 맞벌이화를 주도하는가?.” 한국여성학 31(4): 147-180.
김영기·박재규. 1997. “직업과 생활기회에 관한
연구.” 한국인구학 20(1):
129-159. 김영미. 2016. “계층화된 젊음: 가족형성에서 나타나는 청년기 기회불평등.”
동그라미재
단 편. 기회불평등2016 연구보고서.
pp.1-23.
김원동. 2010. “산업화세대의 특징에 대한
탐색.” 지역사회학 11(2):
5-29.
남상호. 2015. “우리나라 가계소득 및 자산분포의
특징.” 보건복지 Issue &
Focus 277:
1-8.
문혜진.
2010. “생애과정 관점에 대한 고찰과 적용: 성인으로의 이행과정에 대한 탐색적 분석.”
사회복지연구 41(3):
349-378.
박길성·함인희·조대엽.
2009. 현대 한국인의 세대경험과 문화.
집문당.
박병영·김미란·김기헌·류기락·김직수. 2009. 교육과 사회계층이동 조사연구(Ⅱ).
한국교
육개발원 연구보고서 RR 2009-20.
박재흥. 2005. “한국사회의 세대 구성.”
문학과 사회 18(3):172-186.
방하남·김기헌. 2001. “변화와 세습:
한국
사회의 세대간 지위세습 및 성취구조.” 한국사 회학 35(3):1-30.
백은영. 2009. “라이프사이클에 따른 가계
재무구조와 저축성향 분석.” 소비자학연구
20(2): 1-25.
사회발전연구소.
1996. 전환기 한국사회 국민의식과 가치관에 관한 조사연구.
서울대학
교 사회발전연구소 연구보고서.
송한나·이명진·최샛별.
2013. “한국사회의 객관적 계급위치와 주관적 계층의식간 격차 결 정요인에 관한 연구.”
한국인구학 36(3):
97-119. 신광영. 1994. “세대간 계급이동.” 경제와사회 23: 82-16.
______. 2004. 한국의 계급과 불평등. 을유문화사.
______. 2013. 한국사회 불평등 연구. 후마니타스.
______.
2016. “한국의 기회불평등: 중장년을 중심으로.”
동그라미재단
편. 기회불평등 2016 연구보고서 pp.1-20.
신광영·조돈문·조은.
2003. 한국사회의 계급론적 이해.
한울아카데미.
양춘·김문조·손장권·박길성·김철규. 2001. 현대 한국사회의 계층구조. 집문당.
윤자영.
2014. “중산층의 이탈과 진입.” 윤자영·윤정향·최민식·김수현·임재만·김영순·여유진 편 중산층의
형성과 재생산에 관한 연구. 한국노동연구원.
pp. 127-155.
이병훈·윤정향.
2006. “사회계층의식의 변동에 관한 연구.” 경제와 사회 통권 70: 111-140. 이병희.
2011. “청년 고용문제 눈높이 때문인가?.” 산업노동연구 17(1): 71-94. 이성균. 2008. “경제위기 이후 가구단위
소득구성 요소와 소득불평등 효과.” 노동정책연 구 8(4):
119-146.
이왕원·김문조. 2015. “한국인의 생활전망 잠재유형과
영향요인에 관한 연구.” 보건사회 연구 35(3):
5-41.
이재열. 2014. “중산층이 사라진 서민사회의
등장.” 최인철·강원택·이재열·김병연·안상훈
편. 당신은 중산층입니까?.
21세기북스. pp.111-163.
장상수. 1996. “한국 사회에서의 주관적
계층위치.” 사회와 역사 49:
180-212.
______.
1998. “한국사회의 계급이동.” 한국사회학 32(2): 367-393.
______.
2003. “세대내 계급이동.” 한국사회학 37(1): 21-49.
정일준·김상돈. 2011. “참여정부의 국정운영 평가와
국가기관 신뢰에 대한 실증적 분석.” 공공사회연구 1(2):59-95.
조동기. 2006. “중산층의 사회인구학적 특성과
주관적 계층의식.” 한국인구학 29(3):
89-109.
차종천.
1987. “경제발전과 사회이동의 관계에 대한 대수선형모형 분석의 검토.” 한국사 회학 21: 187-208.
______. 1991. “남성세대간 사회이동에 대한
상호연관모형 분석.” 한국사회학 25(2):
155-175.
최 율·이왕원. 2015. “청년층 취업선호도와 노동시장
진입의 관계: 잠재집단분석과 생존 분석을 통한 접근.” 한국사회학 49(5): 1-44.
최효미. 2008. “중산층의 사회계층 소속감에
대한 분석.” 노동리뷰 통권
46: 73-84. 톰슨, 에드워드(Thompson,
Edward). 1964. 영국 노동계급의 형성.
나종일
역. 창작과 비평사.
한경혜.
1990. “산업화와 결혼 연령 변화에 관한 이론적 고찰: 가족전략의 관점에서.”
한 국사회학 24(겨울).
103-120.
함인희.
2000. “세대갈등을 넘어 세대공존을 향해.” 계간사상 2000년(봄): 188-209. 홍두승.
2005. 한국의 중산층. 서울대학교 출판부.
홍두승·구해근. 2008[1993]. 사회계층·계급론(3판). 다산출판사.
Ando,
Albert, and France Modigliani. 1963. “The Life Cycle Hypothesis of Saving:
Aggregate Implications and Tests.” The
American Economic Review 53(1): 55–84.
Arnett,
Jeffery. 2000. “Emerging Adulthood: A Theory of Development From the Late Teens
Through The Twenties.” American
Psychologist 55(5): 469-480.
Bourdieu,
Pierre. 1977. Outline of Theory of
Practice. Cambridge University Press.
_______________.
1979. The Logic of Practice, Stanford
University Press.
Cain,
Leonard. 1964. “Life Course and Social Structure.” pp272-309. In Handbook of Modern Sociology, edited by
Robert Faris. Rand, McNally.
Chauvel,
Louis., and Martin Schröder. 2014. “Generational Inequalities and Welfare
Regimes.” Social Forces 92(4):
1259-1283.
____________________________________.
2015. “The Impact of Cohort Membership on Disposable Incomes in West Germany,
France, and the United States.” European
Sociological Review 31(3).
Erikson, Robert., and John Goldthrope. 1992. The Constant Flux: A study of Class Mobility
in Industrial Societies. Clarndon Press.
Featherman,
Daivd, F. Lancaster Jones., and Robert Hauser. 1975. “Assumption of Social
Mobility
Research in the US: The Case of Occupational Status.” Social Science Research 4: 329-360.
Fineberg,
Stephen. 2013. “Cohort Analysis’ Unholy
Quest: A Discussion.” Demography
50(6): 1981-1984.
Frobel,
Folker., Jurgen Heinrichs., and Otto Kreye. 1980, The New International Division of Labour: Structural Unemployment in
Industrialised Countries and Industrialisation in Developing Countries.
Cambridge University Press. Giddens, Anthony. 1974. The Class Structure of the Advanced Societies. Hutchinson.
_________________. 1984. The
Constitution of Society. Outline of the Theory of Structuration. Polity.
Glenn,
Norval. 2005[1977]. Cohort Analysis
(2nd). Sage.
Jackman,
Mary, and Robert Jackman. 1973. “An Interpretation of the Relation between
Objective and Subjective Social Status.” American
Sociological Review 38(5): 569-582.
__________________________________.
1983. Class Awareness in the United
States. University of California Press.
Katznelson,
Ira. 1986. "Working Class Formation: Constructing Cases and
Comparisons." pp.3-44. In Ira Katznelson and Aristide Zolberg(Eds.). Working Class Formation.
Princeton
University Press.
Koo, Hagen.
2001. Korean Workers: The Culture and
Politics of Class Formation. Cornell University Press.
Kupper,
Lawrence, Joseph Janis, Azza Karmous, and Bernard Greenberg. 1985. “Statistical
Age-Period-Cohort Analysis: A Review and Critique.” Journal of Chronic Disease 38: 811–30.
Kluegel, James, Royce Singleton, Jr., and Charles Starnes.
1977. “Subjective Class Identification: A Multiple Indicator Approach.” American Sociological Review 42:
599-611.
Kye, Bongoh.
2012. “Cohort Effects or Period Effects?: Fertility Decline in South Korea in
the Twentieth Century.” CCPR Working
Paper.
Lenski, Gerhard. 1966. Power
and Privilege: A Theory of Social Stratification. Mcgraw-Hill.
Lockwood,
David. 1989[1958]. The Blackcoated Worker(2nd).
Oxford University Press.
Luo, Lying. 2013a. “Assessing Validity and Application Scope
of the Intrinsic Estimator Approach to the Age-Period-Cohort Problem.” Demography 50(6): 1945-1967.
_________.
2013b. “Paradigm Shift in Age-Period-Cohort Analysis: A Response to Yang and
Land, O’Brien, Held and Riebler, and Fineberg.” Demography 50(6): 1985-1988.
_________.
2013c. “Cross-classified age-period-cohort models as a constrained estimator.” 141st APHA Annual Meeting. (November 02
- 06, 2013, Boston).
Lundberg, Johanna, and Margareta Kristenson. 2008. “Is
Subjective Status Influenced by Psychosocial Factors?” Social Indicators Research 89(3): 375-390.
Marx,
Karl. 2008[1847]. The Poverty of
Philosophy. Cosimo.
Mann, Michael. 1973. Consciousness
and Action among the Western Working Class. MacmiMilan.
Mannheim,
Karl. 1952[1928]. “The Problem of Generations.” pp276-322. In P. Kecskemeti
(Ed.). Essays on the Sociology of
Knowledge. RKP.
Modell,
John. 1980. “Normative Aspects of American Marriage Timing Since World WarⅡ.”
Journal of Family History 5: 210-233.
Mills, C.
Wright. 1959. The Sociological
Imagination. Grove.
O’Brien, Robert. 2013. “Comment of Liying Luo’s Article,
“Assessing Validity and Application Scope of the Intrinsic Estimator Approach
to the Age-Period-Cohort Problem.” Demography
50(6): 1973-1975.
_______________.
2015. Age-Period-Cohort Models:
Approaches and Analyses with Aggregate Data. CRC Press.
Ossowski,
Stanislaw. 1963. Class Structure in the
Social Consciousness. Free Press.
Park,
Hyunjoon. 2004. “Intergenerational Social Mobility among Korean Men in
Comparative Perspective.” Research in
Social Stratification and Mobility 20: 227-53.
Przeworski,
A. 1977. “Proletariat into a Class: The Process of Class Formation from karl
Kautsky’s The Class Struggle to Recent Controversies.” Politics and Society 7: 343-401.
Poulantzas,
Nicos. 1975. Classes in Contemporary
Capitalism. New Left Books.
Riley,
Matilda, Marilyn Johnson, and Anne Foner. 1972. Aging and Society: A Sociology of Age Stratification (Vol. 3).
Russell Sage Foundation.
Riley,
Matilida., and John Riley. 1994. “Age Integration and the Lives of Older
People.”
The Gerontological Society of
America 34(1): 110-115
Ryder,
Norman. 1965. “The Cohort as a Concept in the Study of Social Change.” American Sociological Review 30(6):
843-861.
Settersten
Jr, Richard, and Karl Mayer. 1997. “The Measurement of Age, Age
Structuring
and the Life Course.” Annual Review of
Sociology 23(1): 233-261.
Schuman,
Howard, and Jacqueline Scott. 1989. “Generation and Collective Memories.” American Sociological Review 54(3):
359-381.
Sewell,
William. 1990. “How Classes are Made: Critical Reflections on E. P. Thompson's
Theory of Working-Class Formation.” pp50-77. In Harvey Kaye
and Keith McClelland (Eds.). E. P. Thompson:
Critical Perspectives. Temple University Press.
Simpson, Ida
Harper, David Stark, and Robert Jackson. 1988. “Class Identification Processes
of Married, Working Men and Women.” American
Sociological Review 53(2): 284-293.
Thompson,
Edward. 1963. The Making of The English
Working Class, Victor Gollancz. ________________. 1978. The Poverty of Theory and Other Essays.
Merlin Press.
Vanneman,
Reeve. 1980. “U.S. and British Perceptions of Class.” American Journal of Sociology 85: 769-790.
Vanneman,
Reeve, and Lynn Cannon. 1987. The
American Perception of Class. Temple University Press.
Veenhoven,
Ruut. 2002. “Why Social Policy Needs Subjective Indicators.” Social Indicators Research 58: 33-45.
Weber,
Max. 1947. The Theory of Social Economic
Organization. Oxford University
Press.
____________.
1968. Economy and Society. Bedminster
Press.
Wells,
Wililam, and George Gubar. 1966. “Life Cycle Concept in Marketing Research,” Journal of Marketing Research 3:
355-363.
Wright,
Erik. 1985. Classes. Verso.
Wright,
Erik, and Shin Kwang-Young. 1988. “Temporality and Class Analysis: A
Comparative Study of the Effects of Class Trajectory and Class Structure on
Class Consciousness in Sweden and the United States.” Sociological Theory 6: 58-84.
Yang, Yang,
and Kenneth Land. 2006. “A Mixed Models Approach to Age-Period-Cohort Analysis
of Repeated Cross-Section Surveys: Trends in Verbal Test Scores.” Sociological Methodology 36: 75-97.
_________________________. 2013a. Age-Period-Cohort Analysis: New Models, Methods and Empirical
Applications, CRC Press.
___________________________. 2013b. “Misunderstandings,
Mischaracterizations, and the Problematic Choice of a Specific Instance in
Which the IE Should Never Be Applied.” Demography
50(6): 1969-1971.
Yang, Yang,
Sam Schulhofer‐Wohl, Wenjiang Fu, and Kenneth Land.
2008. “The
Intrinsic
Estimator for Age‐Period‐Cohort
Analysis: What It Is and How to Use
It.”
American Journal of Sociology 113(6):
1697-1736
이 왕 원(李王元)은 고려대학교 사회학과
박사수료생으로, 주요 연구 분야는 불평등과 사 회의식, 교육/노동사회학,
통계방법론
등이다. 관련 연구물로는 “한국인의 생활전망 잠재유형 과 영향요인에 관한 연구”,
“한국 저소득층 가구의 빈곤화 과정에 관한 연구” 및 교육/노동에 관한 논문들이 있다.
김문조(金文朝)는 고려대학교 문과대학
사회학과 명예교수로서, 주요 연구 분야는 사회 이론, 문화사회학,
정보사회론이다.
저서로는 과학기술과 한국사회의 미래 (1999),
한국사 회의 양극화(2008), 융합문명론 (2013), 오늘의 사회이론가들 (공저,
2016) 등이 있다.
최 율(崔律)은 2015년 UCLA에서 “The
Educational Expansion and Persistent Inequality”
로 사회학박사 학위를 받았으며, 현재 한양대학교 SSK
다문화
사업팀에서 전임 연구원으로 재직 중이다. 사회계층, 교육 불평등,
가족
구조 및 인구변동에 관한 논문들을 출간했으며, 한 국사회의 교육 격차 및 인구구조에 대한 연구를 진행
중이다.
Abstract
Dynamics of Subjective Class
Identification and Upward Mobility Consciousness in Korea
– Time Trends and Age-Period-Cohort
Effects—
Lee, Wang Won (Korean University)
Kim, Mun Cho (Korean University)
Choi, Yool (Hanyang University)
This study
analyzes the trends of two types of consciousness of inequality in Korea from
1999 to 2015: the subjective class identification and the upward mobility
consciousness. Subjective class identification refers to individual’s own
perception of social position based on one’s economic resources; upward
mobility consciousness is individual’s perception of ‘social openness’ based on
the possibility of upward social mobility. Using the Social Survey from
Statistics Korea, we decompose the two types of consciousness by age, period,
and cohort. Our results indicate that while both subject class identification
and upward mobility consciousness constitute individual’s perception of
inequality, their patterns of distribution are heterogeneous and the difference
between the two is further complicated by age, cohort, and period effects. Pure
age effect turns out to have the strongest effect upon subjective class
identification, while salient effects of age and period are found in case of
intra-generational upward mobility more importantly, cohort effect is crucial
in case of inter-generational mobility consciousness. By decomposing age,
periods, and cohort effects of the two consciousness types of inequality and
discussing its social implication, this study complements existing research
that has followed only the average trends.
Keyword:
Inequality, Class Identification, Upward Mobility, Age, Period, Cohort,
Generation, APC
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