복지태도의 영향요인: 현재와 미래 불평등 수준에 대한 인식을 중심으로
Determinants of Welfare Attitudes: A Focus on Perceptions of Current and Future Inequality Levels
Byeon, Young Joo1; Ko, Kil Kon1*
보건사회연구, Vol.43, No.4, pp.309-327, 31 December 2023
https://doi.org/10.15709/hswr.2023.43.4.309
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 복지제도 및 정책에 대한 사회적 합의를 만들어내기 위해서는 사람들의 복지의식과 태도가 먼저 확인될 필요가 있다. 본 연구는 불평등에 대한 인식이 복지제도의 정당성과 내용을 평가하는 중요한 기준이 되는 복지태도에 미치는 영향을 밝히는 것을 목표로 한다. 복지태도의 개념을 규정하고 현재 불평등 수준에 대한 인식뿐만 아니라 향후 예상되는 불평등 수준이 복지태도에 미치는 영향을 살펴보았다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 동일한 5,449명의 응답자를 대상으로 6년 동안 조사를 한 결과, 현재 불평등 수준과 미래 불평등 수준을 높게 인식할수록 친복지적 태도를 보이는 경향이 있었다. 즉, 복지정책의 확대에 동의하고 복지에서의 정부책임 제고를 요구하였다. 그러나 복지 확대를 위한 증세에는 긍정적인 태도를 보이지 않는 이중적 특성을 보였다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 현재와 미래 불평등 수준에 대한 인식은 모두 매우 높게 나타났으며 이러한 사회적 분위기는 갈등과 불안정을 촉발할 수 있다. 따라서 불평등은 정책 수립 시 사회 문제로서 적극적으로 고려되어야 한다. 그러나 복지태도의 이중적 특성으로 인해 복지정책 시행 전 국가 재정 상태에 대한 현실적인 고려가 선행되어야 한다.
Abstract
This study explores determinants influencing welfare attitudes, with a focus on perceptions of current and anticipated future levels of inequality. Using data from the Korean Public Finance Panel Survey 2016~2021 (waves 9~14), panel analysis was conducted, and a one-way fixed effect was chosen to estimate the effects. The welfare attitudes under investigation can be broadly conceptualized as follows: 1) acceptance of welfare policies; 2) attitudes toward universal welfare provision; 3) views on government responsibility to reduce differences in income levels; and 4) willingness to accept fiscal expansion. The results show that those who perceive the current level of societal inequality as high are more accepting of welfare policies. They also recognize the need for targeted concentration of welfare benefits on socially vulnerable groups and tend to believe in the government's significant responsibility in alleviating inequality. As for perceptions of future inequality levels, a positive relationship was confirmed with perceptions of the government's responsibility. This study offers insights into the factors influencing welfare attitudes over multiple time points, focusing not only on the present but also on perceptions of future inequality levels.
초록
이 연구의 목적은 현재 불평등 수준과 향후 예상되는 불평등 수준에 대한 인식을 중심으로 복지태도의 영향요인을 실증적으로 확인하는 것이다. 연구 목적의 달성을 위하여 재정패널조사 9차년도(2016년)에서 14차년도(2021년)까지의 6개년 데이터를 활용한 패널 회귀분석을 시행하였다. 분석 대상인 복지태도는 크게 1) 복지정책 수용도 2) 복지수혜범위에 대한 태도 3) 정부의 복지책임에 대한 인식 4) 재정확대에 대한 수용의사로 개념화하였다. 분석 결과, 현재 사회의 불평등의 정도를 높게 인식할수록 복지정책에 대한 수용도가 높았고 복지수혜범위가 저소득층 및 사회적 취약계층에 선별적으로 집중되어야 한다고 인식하며, 불평등을 완화하기 위한 정부의 복지책임이 크다고 판단하는 경향이 있었다. 미래 불평등 수준에 대한 인식의 경우 복지정책 수용도 및 정부의 복지책임에 대한 인식과 정(+)의 관계를 확인하였다. 본 연구는 현재뿐만 아니라 미래의 불평등 수준에 대한 인식을 중심으로 여러 시점에 걸친 데이터를 활용하여 복지태도의 영향요인을 분석하였다는 점에서 의의가 있다.
Ⅰ. 서론
정부의 사회복지정책 목표는 자원배분의 효율성과 형평성을 높이고 궁극적으로 ‘더 나은 사회’를 만드는 데 있다. 지난 수년간 정부는 복지확대의 정책기조에 따라 무상급식, 아동수당 도입, 기초연금 인상, 노인 일자리 확대, 국공립 어린이집 확충 등의 정책들을 펴왔다. 이러한 기조에 더하여 감염병 사태 및 저출산 고령화로 인해 늘어나는 복지수요까지 충당하기 위해서 정부는 추가적인 재원 확보가 필요하다. 통계청에 따르면 일반회계 중 사회복지예산 비중은 전국 기준 2010년 26.3%에서 2021년 38.9%로 증가하였다. 그러나 예산 제약하에서 복지정책의 확대는 결국 경제와 산업발전 및 사회간접자본 등 다른 분야의 재원에 대한 압박으로 작용한다는 점에서(금종예, 금현섭, 2017), 사회구성원들의 정치적 지지와 사회적 합의가 마련되어야 할 것이다.
복지태도(welfare attitude)는 사회적 합의에 기반한 복지정책을 수립하는 데 기본이 된다는 점에서 중요한 의미를 지닌다. Taylor-Gooby(1985)는 복지태도를 “복지제도에 대한 지지, 복지비용, 재분배, 복지국가의 정당성 등에 대한 사회적 흐름 또는 사회적 태도”로 규정한 바 있다. 사회 구성원들의 복지태도는 복지제도와 의사결정에 중요한 영향을 미치며, 동시에 복지제도의 타당성과 내용을 평가하는 핵심적인 기준으로 여겨져 왔기에 연구자들의 주요 관심사가 되어왔다(이민호, 2021). 그러나 복지태도는 주관적이며 체계적으로 왜곡될 위험을 지니고 있다. 복지에 대한 비용부담자와 수혜자가 상이하기 때문에 발생하는 왜곡뿐만 아니라, 부담이나 혜택의 크기에 대한 비대칭적인 인식의 가능성이 존재하기 때문이다(Kahneman & Tversky 1979). 또한 복지태도는 사회의 지배적인 이데올로기, 개인의 이익, 노동윤리 등의 요인에 영향을 받을 수 있는데(Hansenfeld & Rafferty 1989), 가변적인 복지태도가 어떤 요인에 의해 어떤 방향으로 변하는지를 파악함으로써 시민의 인식을 반영한 복지정책을 수립하고 집행하여 정책 수용도를 높일 수 있다.
이러한 중요성에 입각하여 복지태도에 대한 연구는 활발하게 이루어졌으나 실증연구들이 상반된 결과를 보이는 경우가 많아 일반화된 결론에 이르지를 못하고 있다. 특히 한국 사회의 경우, 다양한 복지프로그램에 대한 실질적 경험이 부족고 복지 분야에 대한 계층적이고 이념적인 태도가 명확하게 정립되지 않은 것이 주된 이유로 여겨진다(허수연, 김한성, 2016).
최근의 선행연구들은 주로 복지태도를 종속변수로 삼고 영향을 미치는 요인들을 분석하는 방향으로 진행되었으며, 초반에는 한정된 요인들의 파악으로 시작하여 이후에는 점차 다양한 영향을 고려하며 연구가 확장되어 왔다(한상윤, 남석인, 2023). 미시적 관점에서 복지태도의 영향요인은 크게 자기이해와 가치태도의 관점이 언급되어왔는데(Jæger, 2006), 특히 가치태도의 관점은 정치이념, 신뢰 등과 같은 개인의 가치관을 포괄한다. 이러한 가치태도의 관점에서, 사회 내의 재분배 정책 및 복지 재정지출 수준을 결정하는 요인으로 이해되기도 하는 불평등 인식(Piketty, 1999)은 복지태도의 유의미한 결정 요인이 될 수 있다. 그러나 가치관으로써 ‘불평등에 대한 주관적 인식’을 복지태도의 영향요인으로서 살펴본 연구는 극히 드물다. 또한 불평등 인식과 복지태도의 관계를 살펴본 국내의 주요 연구들은 복지태도의 부분적 차원에 내용이 국한되거나 1개 시점의 데이터를 사용하여(이성균, 2002; 이한나, 이미라, 2010; 조정인, 2014; 이충환, 2015; 이현숙, 김영애, 2022), 여러 시점에 걸친 복지태도의 변화를 종합적으로 분석하지 못하고 있다.
복지태도에 대한 기존 분석을 보완하여 본 연구는 복지태도의 개념적 차원을 종합적으로 규정하고 불평등 인식이 복지태도에 미치는 영향을 다시점에 걸쳐 살펴보고자 한다. 특히 불평등 인식과 관련하여 현재 불평등 수준에 대한 인식이 아닌 향후 불평등 예상 수준에 대한 인식이 복지태도에 미치는 영향을 살펴본 연구는 극히 드문바, 본 연구는 미래 불평등 수준에 대한 인식을 분석에 포함하여 실증적으로 살펴본다는 의의를 가진다. 이를 위해 재정패널조사의 9차년도(2016년)에서 14차년도(2021년)까지 6개년 데이터를 활용하여 복지태도의 네 가지 요소, 1) 복지정책 수용도 2) 복지수혜범위에 대한 태도 3) 정부의 복지책임에 대한 인식 4) 재정확대에 대한 수용의사의 영향요인과 불평등 인식의 관계를 규명하고자 한다.
Ⅱ. 이론적 논의 및 선행연구 검토
1. 복지태도의 이론적 접근
가. 복지태도의 개념
사회구성원들의 복지태도는 국가복지에 대한 정치적 지지기반을 형성하는 중요한 요소이며 복지국가의 미래를 예측하는 유용한 준거로서의 역할을 한다(최균, 류진석, 2000; 허수연, 김한성, 2016). 사회 구성원의 친복지적 태도는 복지제도가 타당하고 지속 가능하다는 근거가 되기 때문이다(류진석, 2004). 또한 민주 사회에서는 복지가 합의에 기반하여 작용할 때에만 올바르게 기능할 수 있으며, 이러한 사회적 계약을 이루기 위해서는 사람들의 복지 의식과 태도를 먼저 확인하는 것이 필수적이다(김영순, 여유진, 2011, p.212).
이러한 복지태도의 중요성은 그동안 많은 연구자들에 의해 강조되었으며, 그 결과 이를 파악하려는 연구들이 활발하게 진행되어 왔다. 그러나 복지태도에 대한 연구들이 여러 분야에서 개별적으로 진행되다 보니 용어와 개념이 혼재되어 사용되고 있다(노대명, 전지현, 2011). 예컨대, 복지인식(welfare perception), 복지태도(welfare attitude), 정책선호(policy preference), 복지의식(welfare consciousness), 복지요구(social welfare demand), 복지에 대한 지지(support for social welfare), 여론(public opinion) 등은 사회구성원들이 복지제도 및 정책에 대해 가지는 생각이나 의견들을 표현하기 위해 사용되고 있다(이민호, 2021). 연구에 따라 이러한 용어를 면밀하게 구분하여 사용하는 경우도 있으나, 대다수의 문헌에서는 크게 구분하지 않고 있으며 사회복지제도에 관한 개인의 입장이나 인식과 선호, 비용 부담 주체 및 방식, 수혜 대상 등 사회복지 전반에 대한 사회적 입장을 포괄한다(이민호, 2021, p.104). 본 연구에서는 종속변수인 복지태도를 복지국가 및 복지정책에 대한 개인들의 전반적인 인식 및 행동양상으로 정의하고자 한다. 복지태도라는 용어가 구체적 비교대상을 필요로 하지 않아 상대적으로 덜 모호하며 개인의 행동성향을 포괄한 개념이기 때문에 하나의 지식으로 체계화하기 용이하기 때문이다(김사현, 2010; 노대명, 전지현, 2011; 허수연, 김한성, 2016; 이민호, 2021).
복지태도의 개념정의 뿐 아니라 복지태도를 어떻게 조작화(operationalization)하는지 역시 연구마다 편차가 존재한다. 일부 연구는 주로 복지정책에 대한 태도를 파악하는 데 초점을 맞추고, 또 다른 경우에는 복지태도를 형성하는 배경요인으로 사회경제적 가치관 등을 고려하여 정의하기도 한다(허수연, 김한성, 2016). 이러한 차이는 복지국가의 복잡성과 복지라는 개념 및 영역의 포괄성에서 기인한다고 볼 수 있다. 뿐만 아니라 복지태도는 복지정책의 영역에 따라 상이할 수 있기 때문에, 복지태도의 다차원성에 대한 고려가 선행되어야 한다(Goerres & Prinzen, 2012). 선행연구들은 복지태도를 크게 보편주의에 대한 태도, 정부의 복지책임에 대한 인식, 복지에 대한 재정부담, 개별 복지정책에 대한 태도로 나누고 있다. 최근 주요 선행연구의 복지태도 개념화는 <표 1>과 같다.
표 1.
복지태도에 대한 선행연구
| 저자(게재연도) | 조작적 정의 |
|---|---|
| 김도균(2022) | 복지확대 태도, 복지증세 태도, 복지확대와 복지증세를 교차한 복지태도 |
| 안상훈, 김영미, 김수완(2021) | 소득, 재산 불평등 정도에 대한 평가, 사회복지 확대를 위한 증세 동의/반대 정도 |
| 이민아, 신혜리(2021) | 복지정책 평가, 소득격차에 대한 정부책임, 성장 vs 분배 |
| 이민호(2021) | 소득격차에 대한 정부책임, 선별적복지 vs 보편적복지, 복지재정확대에 대한 수용의사, 개별 사회복지정책과 관련한 정부지출에 대한 의견 |
| 양종민(2020) | 복지프로그램에 대한 정부 책임성, 조세시스템에 대한 태도 |
| 김형관, 이상록(2019) | 복지에 대한 정부의 책임 |
| 금종예, 금현섭(2017) | 복지확대 지지 정도, 증세를 수반한 복지확대 지지 정도 |
| 손병돈(2016) | 정부의 복지지출 확대, 증세에 대한 복지태도 |
| 허수연, 김한성(2016) | 보편주의, 소득격차해소 정부책임, 성장 vs 분배, 복지 재정부담, 개별영역 복지태도 |
| 최고은(2016) | 복지확대를 위한 비용부담 의지 |
| 정세희, 문영규(2015) | 복지재정지출 확대 지지도 |
| 이충환(2015) | 증세, 성장과 분배에 대한 상대적 인식, 선별적 복지와 보편적 복지에 대한 지향성, 소득격차 해소에 대한 국가책임, 복지축소요구에 대한 태도 |
| 여유진, 김영순(2015) | 정부의 분배책임에 대한 태도, 증세에 대한 태도, 개별 복지 분야 정부지출 확대에 대한 태도 |
| 김사현(2015) | 형평성 지각, 보편성 선호, 정책평가, 이념 |
| 이상록, 김형관(2013) | 복지대상 범위에 대한 태도, 복지재정(복지증세)에 대한 태도, 복지정책(지출)확충에 대한 태도 |
| 이한나, 이미라(2010) | 성장과 분배에 대한 지향, 소득격차 해소에의 국가책임에 대한 태도, 복지확대를 위한 증세에 대한 태도, 선별주의와 보편주의에 대한 지향 |
한편 Taylor-Gooby(1985)는 복지태도를 “복지제도에 대한 지지 및 선호, 복지비용, 재분배, 복지국가의 정당성 등에 대한 사회적 흐름 또는 사회적 태도”로 정의한 바 있다. 본 연구는 이러한 정의와 선행연구들의 개념화를 종합적으로 고려하여 복지태도를 1) 복지정책 수용도, 2) 복지수혜범위에 대한 태도, 3) 정부의 복지책임에 대한 인식, 4) 재정확대에 대한 수용의사로 차원을 구분하여 조작화하고자 한다. 이러한 조작화는 복지태도를 가치 차원, 태도 차원, 복지책임 주체에 대한 인식과 복지의 적극적 실천의지 차원으로 구분할 수 있는 장점이 있다(최균, 류진석, 2000).
나. 복지태도의 영향요인
복지태도에 대한 연구자별 개념화와 조작화가 다양하게 이루어지는 만큼 복지태도 영향요인에 대한 명확한 합의는 부재하지만(한상윤, 남석인, 2023), 복지태도의 결정에 미치는 요인들은 기존 연구들에서 주된 연구 문제로 주목되어 왔다. 선행연구들은 미시적으로 개인적 이해(self-interest)나 가치 태도(values) 등의 개인 특성이, 거시적으로 제도적 특성 및 거시경제적 상황 등이 복지태도의 주된 영향요인인 것으로 보고 있다(김형관, 이상록, 2019). 본 연구에서는 복지태도의 미시적 영향요인에 중점을 두고 살펴보고자 한다.
1) 개인의 인구사회학적 특성과 복지 지위
미시적 차원에서의 영향요인을 분석한 연구들은 크게 두 가지 유형으로 분류된다(Jæger, 2006). 먼저 성별, 연령, 학력, 소득 수준과 같은 개인의 객관적 지위에 따라 복지태도가 결정된다고 보는 자기이해의 관점이 있다. 복지와 관련된 사람들의 이해 차이가 복지 이슈뿐만 아니라 복지국가에 대한 태도를 결정하는 중요한 근거로 작용하는 것이다(김영순, 여유진, 2015). 즉, 개인은 본인이 속한 집단에 현재나 미래에 혜택을 제공할 가능성이 높은 정책을 우선적으로 선호하고 찬성하는 경향을 보인다(Lipsmeyer & Nordstrom, 2003; 손병돈, 2016).
개인이 가진 인구사회학적 특성에는 성별, 연령, 교육 수준, 소득 수준이 포함된다. 그러나 이러한 특성들이 복지태도에 미치는 영향에 관해서는 연구마다 상이한 결과를 보인다. 먼저 성별에서는 여성이 노동시장에서의 차별과 가족 보호 의무 등으로 인해 남성보다 복지제도에 더 많은 의존성을 보일 수 있다(Svallfors, 1995). 실증 연구 결과도 대체적으로 여성이 남성보다 복지 지향적이라는 결과를 보이지만(Sainsbury, 1996; 안상훈, 2000; Blekesaune & Quadagno, 2003; 손병돈, 2016), 반대의 경우도 존재한다(김도균, 2022).
연령의 경우 일반적으로 연령에 따른 보수화로 인해 나이가 많은 사람들이 젊은 사람들에 비하여 복지확대에 더 부정적이라고 평가하는 경향이 있다(허수연, 김한성, 2016; 손병돈, 2016). 그러나 이와 달리 젊은 연령집단에서 복지확대와 복지증세에 부정적인 태도가 강하다는 결과나 연령이 복지태도에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 결과를 제시하는 연구들도 존재한다(Hansenfeld & Rafferty, 1989; 류진석, 2004; 이한나, 이미라, 2010; 김영순, 여유진, 2015; 김도균, 2022).
교육 수준의 경우 역시 연구마다 상이한 시각이 존재한다. 교육은 복지의식을 공고화하여 평등, 민주주의, 관용에 대해 더 지지적이므로 친복지적 복지태도를 보인다는 주장이 존재하는 반면(Hansenfeld & Rafferty, 1989; Andress & Heien, 2001; 류진석, 2004; 양종민, 2020), 교육은 지배적 가치체계를 내면화시키기 때문에 교육 수준이 낮을수록 복지지향적이라는 주장도 존재한다(Kluegel & Miyano, 1995; Andress & Heien, 2001; 이중섭, 2009). 이 외에도 증세에 대한 태도에만 유의미한 영향을 미친다는 주장(안상훈, 김영미, 김수완, 2021)이 있다.
소득 수준과 관련하여, 중위소득 투표자 모델(Meltzer & Richard, 1981)에서는 소득이 중위 수준에 있는 투표자들이 소득이 낮은 하층 계층에 더 가까워질수록 재분배 정책을 선호하는 경향이 더 커진다고 지적했다. 또한 일반적으로 저소득 계층일수록 복지욕구가 높기 때문에 국가의 재분배 정책을 지지할 가능성이 크다고 본다(Hansenfeld & Rafferty, 1989; Svallfors, 2007; 김신영, 2010). 그러나 이와 상반되는 결과를 보이는 연구들도 존재한다(주은선, 백정미, 2007; 김영순, 여유진, 2011; 노대명, 전지현, 2011).
인구사회학적 특성뿐만 아니라 계급적 지위 및 복지 지위도 포함될 수 있는데, 권력자원론(power resource theory)은 노동과 자본의 대립관계를 통해 계급에 따라 복지 선호도가 다르다는 것을 전제하며, 노동계급이 자본계급보다 복지책임의 확대를 필연적으로 지지한다고 본다(Korpi, 1983; Svallfors, 1997). 한편 복지지위론은 ‘복지수혜성(welfare clientele)’을 주 영향요인으로 보는 입장과 맥락을 같이 한다. 이 입장은 복지제도의 혜택을 받는 집단과 혜택을 받지 않는 집단을 구분하고, 수혜를 받는 집단이 복지정책을 더 지지할 것으로 본다(김사현, 2012). 즉, 복지태도가 ‘복지수급자’, ‘복지납세자’, 그리고 ‘복지서비스 제공자’ 세 가지 지위의 차원들이 가지는 권리와 의무의 결합을 통해 형성될 수 있음을 시사한다(안상훈, 2009). 일반적으로 더 많은 공공복지를 경험할수록, 조세 및 사회보험 기여금에 대한 부담이 낮을수록, 복지공급을 담당하는 사회문화전문가가 급진적일수록 복지국가 확대에 도움이 된다고 본다(Pierson, 1996; Svallfors, 1997; 안상훈, 2000; 류진석, 2004; 김사현, 2012; 이민아, 신혜리, 2021). 그러나 복지 지위가 복지태도에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 연구들도 존재한다(김사현, 홍경준, 2010; 김영순, 여유진, 2011; 손병돈, 2016).
2) 가치(values)의 관점
다른 유형은 개인의 주관적 인식에 초점을 두어 정치이념, 가치관, 신뢰 등을 복지태도 결정의 주요 요인으로 평가하고 있다. 특히 시간이 지남에 따라 개인의 물질적 이해가 감소하고, 친복지적 가치, 지지 정당과 같은 이념 성향의 영향이 상대적으로 강화되었다는 연구가 존재하므로 그 중요성이 부각된다(류진석, 2004; Lynch & Myrskylä, 2009; 이민호, 2021). 상당수의 선행연구는 정치이념 성향이 주요한 영향요인이며 진보적 이념을 가질수록 친복지 태도를 지님을 확인하고 있다(Bean & Papadakis, 1998; Edlund, 1999; Andress & Heien, 2001; Jæger, 2008; 김신영, 2010; 허수연, 김한성, 2016; 양종민, 2020). 즉 정치성향이 진보적일수록 복지확대, 복지에 대한 정부책임 및 증세에 대해 더 높은 지지를 하는 경향이 있는 것이다. 이와 유사한 맥락으로 경제적 개인주의와 같은 우파적 이념이나 보수적 성향을 지닌 사람들은 정부의 복지정책에 대해 부정적인 입장을 취하는 경향이 있었다(Rudolph & Evans, 2005). 오늘날 여러 민주사회에서 계급균열의 위상은 약화되었지만, 이러한 이념과 가치의 대립은 정치적 선호에 강한 영향을 미치고 있다.
정부의 정책 결정과 집행이 얼마나 공정하고 신뢰할 수 있는가도 복지태도의 또 다른 중요한 결정 요인이다. 제도주의적 시각에 따르면 제도 및 정부에 대한 신뢰 수준은 국가정책에 대한 의식과 태도에 영향을 미치기 때문에, 신뢰 수준이 높을수록 정부의 복지정책과 이를 위한 재원조달에 긍정적일 가능성이 높다(Steinmo, 1994). 실증연구 결과 사적 신뢰, 공적 신뢰가 높을수록 친복지적이었으며(김신영, 2010; Rothstein, 2011; 조정하, 김성한, 2018; 양종민, 2020), 국가 주요 기관과 공무원의 부패 수준이 낮고 공정하다고 인식할수록 복지확대에 찬성하는 경향을 보였다(Alesina & Angeletos, 2005; 이지호, 황아란, 2016).
2. 불평등에 대한 인식과 복지태도
가. 불평등에 대한 인식
본 연구는 불평등 중 ‘소득’불평등에 대한 개인의 주관적 ‘인식’에 초점을 맞추어 복지태도와의 관계를 살펴보고자 한다. 소득불평등(income inequality)은 모든 국가의 사회 및 경제적 구조에서 평등주의(egalitarianism) 정도를 평가하는 데에 유용한 개념이다(Galbraith, 2016). 또한 사회적 위험으로부터 시민을 보호하고 그 과정에서 발생하는 소득재분배 및 빈곤 감소 등을 추구하는 것은 복지국가의 주요 목표이다(권혁주, 김효정, 송재환, 2012). 따라서 소득불평등은 사회복지 영역에서 큰 관심의 대상이 되는 영역이며 정부는 이를 완화하고 소득과 부의 재분배를 위하여 다양한 사회정책을 활용한다.
이러한 소득불평등에 대한 주관적 ‘인식 및 태도’의 중요성은 실재적 소득불평등의 중요성에 비하여 작지 않다. 갈등론적 입장에서 불평등은 다양한 사회 문제를 양산해내는 핵심요인이며 이에 대한 구성원들의 인식은 국정 불만과 국가기관 불신 나아가 민주주의 효능에 대한 회의에 직결되기 때문이다(이충환, 2015). 그러나 불평등에 대한 주관적 ‘인식 및 태도’와 관련한 연구는 매우 제한적으로 수행되어 왔다. 연구에 따라 ‘불평등에 대한 태도(attitude toward inequality)’, ‘불평등에 대한 선호(preference toward inequality)’, ‘형평성 지각(equity perception)’, ‘불평등에 대한 인식(perception of inequality)’ 등 다양한 개념을 사용하는데, 본 연구에서는 한 개인의 본인이 속한 사회에 존재하는 불평등 수준에 대한 인식 및 가치적 판단을 ‘불평등에 대한 인식’ 혹은 ‘불평등 인식’으로 지칭하여 살펴보고자 한다.
불평등 인식은 그 자체가 사회 내의 불평등 수준을 구성하는 하위 요소로 이해되기도 하고(Atkinson, 1970) 사회 내의 재분배 정책 및 복지 재정지출 수준을 결정하는 요인으로 이해되기도 한다(Piketty, 1999; 금현섭, 백승주, 2015 재인용). 상대소득가설(relative income hypothesis)에 의하면 개인의 후생(welfare)은 본인의 절대적 소득 및 소비 수준뿐만 아니라 자신과 관련 있는 사람의 소득 및 소비 수준에 영향을 받는다(Duesenberry, 1949). 이때 주변인보다 소득, 영향력, 지위 수준이 뒤처진 사람은 그에 대해 ‘상대적 박탈감(relative deprivation)’을 느껴 불평등 수준이 높다고 인식하고, 자신의 상태가 그대로이더라도 후생이 감소할 수 있다(Pettigrew, 1967; Hirschman & Rothschild, 1973).
이에 더해 개인의 후생은 현시점의 자신의 소득지위 및 사회의 불평등 수준뿐만 아니라 미래에 예상되는 지위 및 수준에 영향을 받는다(Alesina & Giuliano, 2009; Hirschman & Rothschild, 1973). Hirschman & Rothschild(1973)의 터널효과(tunnel effect)에 의하면 초기 경제개발 단계 혹은 사회 및 가족 간 유대가 큰 사회에서는 일정 수준의 불평등이 소득상승에 대한 기대심리(anticipatory feelings)를 가져오기 때문에 동기부여(motivation)로 작용할 수 있다. 그러나 이러한 효과는 영구적으로 작용하지 않으며 격차에 대한 허용 한계(tolerance)가 존재한다. 불평등에 대한 허용이 존재하는 이유는 타인과의 격차가 미래에 감소할 것이라는 기대가 있어서인데 불평등이 지속되고 오히려 심화될 것이 예상되기 시작하면, 이 기대감은 실망 및 분노로 변질되어 사회적 갈등과 불안정을 유발하기 때문이다(Hirschman & Rothschild, 1973). 즉, 불평등 수준이 동일하더라도 그에 대한 인식은 사회 구성원들 각자가 경험하는 사회적, 경제적 지위 변동에 따라 달라질 수 있다(금현섭, 백승주, 2015). 본 연구는 이러한 향후 예상되는 불평등 수준에 대한 인식을 ‘미래 불평등 수준에 대한 인식(expected inequality)’으로 보고 분석에 포함하고자 한다.
나. 불평등에 대한 인식과 복지태도
불평등에 대한 인식은 복지태도의 주요 영향요인으로 언급되는 가치태도의 측면에서도 볼 수 있으며 다른 한편으로는 자기이해의 측면에서도 볼 수 있다. 가치태도의 측면은 분배정의에 대한 신념과 밀접한 관련이 있는데 불평등은 공정성에 위배되는 부정적 현상이며, 공정하지 못한 사회에 대한 불만족이 재분배정책에 대한 강한 선호로 이어질 수 있기 때문이다(Alesina, Di Tella & MacCulloch, 2004). 또한 불평등 수준이 구조적이며 높다고 인식할수록 국가의 재분배정책을 선호하며 재분배정책 확대를 표방하는 진보정당을 지지하는 경향이 높다(Boeri et al., 2001). 따라서 불평등에 대한 인식이 높을수록 친복지적 태도(pro-welfare attitude)를 지닐 가능성이 높다고 예상할 수 있다.
자기이해의 측면은 위에서 논의한 예상되는 불평등 수준과 관련이 있다. 복지정책의 시행으로 경제적 이득을 기대하는 사람들은 복지 친화적 복지태도를, 경제적 손실을 기대하는 사람은 복지에 부정적 태도를 가질 것이다(조정인, 2014). 즉, 현재 소득이 낮더라도 미래 소득 수준에 대한 기대가 높은 사람은 재정적 지원을 기대하기보다 높은 조세부담을 느끼기 때문에 반복지적인 역설적 복지태도를 보일 수 있는 것이다. 이는 향후 소득격차에 대한 예상 수준 즉, 사회적 이동성(social mobility)에 대한 예측과 밀접한 관련이 있다. 따라서 개인이 자신의 소득 수준과 계층의 유동성에 대해 통제를 할 수 있는지 없는지에 대한 믿음은 현재 자신이 인식하는 불평등 수준과 무관하게 복지에 대한 특정 입장으로 표출될 수 있다. 이처럼 현재 불평등 수준에 대한 인식과 예상 수준에 대한 인식은 서로 다른 복지태도의 요인 측면을 통하여 상이한 영향을 미칠 수 있으므로 양자를 모두 살펴보는 것은 의미 있는 작업이라 할 수 있다.
그러나 이와 같은 관련성에 비하여 불평등에 대한 인식과 기대가 복지태도에 어떤 영향을 미치는지에 대한 실증적인 연구는 매우 제한적으로 이루어졌다. 이성균(2002)은 사회가 불평등하다고 인식할수록 빈곤층을 대상으로 한 복지확대를 지지하는 결과를 보였다. 이한나, 이미라(2010)는 2007년 한국복지패널 자료를 사용하여 소득분배 형평성 수준을 낮게 지각할수록 성장보다는 분배를 지향하고 소득격차 해소에 대한 국가 책임이 보다 크다고 여기며 사회복지 확대를 위한 증세에 부정적 태도를 보인다는 결과를 보였다. 2009년 한국사회종합조사를 사용한 조정인(2014)의 연구에서는 소득과 분배의 불평등에 대한 불만족 수준이 높을수록, 정부의 재분배정책에 대한 지지가 크다는 결과가 나타났다. 이충환(2015)은 2013년 한국복지패널 자료를 활용하여 소득분배 형평성을 낮게 지각할수록 분배를 지향하고 소득격차 해소에 대한 국가의 책임이 더 크다고 여기며 보편적 복지를 지향하는 것을 보였다. 그러나 앞선 연구와 달리 증세에는 오히려 긍정적 태도를 보인다는 결과를 보였다. 이현숙, 김영애(2022)는 온라인설문조사를 통해 소득불평등이 높다고 인식할수록, 절차 및 기회공정성이 낮다고 인식할수록 소득격차 해소에 대한 국가의 책임을 크게 느낀다는 것을 밝혔다.
위와 같이 불평등에 대한 인식과 복지태도의 관계를 실증적으로 검증한 연구는 제한적이며 복지태도의 개념화를 통해 도출한 네 가지 요소, 1) 복지정책 수용도 2) 복지수혜범위에 대한 태도 3) 정부의 복지책임에 대한 인식 4) 재정확대에 대한 수용의사를 모두 종합적으로 살펴본 연구는 매우 드물다고 할 수 있다. 또한 현재 불평등 수준에 대한 인식뿐만 아니라 예상되는 향후 불평등 수준을 분석에 포함한 연구나 다수의 연도를 활용하여 시점에 따른 변화를 파악한 연구는 이루어진 바 없다. 따라서 불평등에 대한 인식과 기대 수준이 복지태도의 네 가지 하위요소에 미치는 영향을 6개년 패널데이터로 살펴본 본 연구는 의미가 있을 것으로 예상된다. 또한 불평등에 대한 인식과 복지태도의 관계를 살펴봄으로써 복지정책에 대한 지지 수준의 복잡성을 더 잘 이해하기 위해, 개인의 가치지향 측면에서 복지태도의 영향요인을 규명하고자 한다. 불평등에 대한 인식이 복지정책의 수요에 영향을 미친다면 향후 정부의 재분배정책을 둘러싼 갈등 및 대립에서 중요한 의미를 지닐 수 있기 때문이다(조정인, 2014).
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료 및 대상자의 일반적 특성
본 연구는 재정패널조사의 2016년도 9차 조사 자료부터 2021년도 14차 조사 자료 최근 6개년 자료를 사용하였다. 9차 조사 이후 자료부터 조세인식과 관련한 문항들이 신설되어 복지태도를 보다 구체적으로 측정할 수 있기 때문이다. 해당 자료는 제주도·도서지역을 제외한 전국 15개 시도에 거주하고 있는 일반 가구와 가구원을 대상으로 하고 있으며, 가구주를 대상으로 하는 “가구 조사” 영역과 가구원으로 인정된 개인을 대상으로 하는 “가구원 조사”로 나뉜다. 가구원은 조사 대상연도에 6개월 이상 함께 동거한 혈연관계의 친족으로 정의하며, 만 15세 이상의 소득이 있거나 소득 활동을 하는 가구원을 대상으로 한다. 본 연구는 가구원 조사에 있는 조세인식 관련 설문을 활용하되, 가구 조사의 인구사회학적 특성 정보를 병합하여 분석하였다. 조사 성공 가구원 수는 매년 7,800명 이상이며 원표본 유지율도 70% 이상이다. 따라서 재정패널데이터를 활용한 복지태도에 대한 연구는 전반적인 복지태도 및 변화양상을 충분히 반영할 수 있을 것으로 예상된다. 또한 대부분의 선행연구들은 개인의 복지태도를 주로 복지패널 복지인식 부가조사에서 측정하였지만, 복지패널 부가인식조사는 매년 연속적으로 이루어지지 않는다는 점, 재정패널은 소득, 조세, 지출, 복지수혜를 포괄하는 자료를 통합하였다는 점에서 재정패널이 적절하다고 판단하였다.
패널데이터의 이점을 살리기 위하여 6개 연도 조사에 모두 응답하여 각 차수별로 모든 관측치가 존재하는 응답자에 한하여 분석을 진행하였다. 즉, 연구에 활용된 데이터는 모든 개체(i)에서 관측시점(t)이 동일한 균형패널데이터(balanced data)이다. 또한 변수마다 ‘무응답’ 혹은 ‘해당없음’에 답한 관측치가 일정치 않았으므로, 납세자의식조사 파트에 모두 응답한 참여자 대상으로 분석을 실시하였다. 따라서 최종 분석대상 관측치 수는 6개년 총 32,802개이다. 한편 조사대상자의 일반적 특성을 살펴보기 위해 기술통계분석(descriptive analysis)을 실시하였으며 그 결과를 <표 2>에 요약적으로 제시하였다.
표 2.
분석 대상자의 일반적 특성
| 변수 | 빈도(명) | 비율(%) | |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남자 | 3072 | 56.39 |
| 여자 | 2377 | 43.62 | |
| 연령(2021년 기준) | 평균(표준편차) | 57.53(14.45) | |
| 최솟값 / 최댓값 | 24 / 107 | ||
| 교육 수준 | 무학/초졸 미만 | 169 | 3.10 |
| 초등학교 졸업 | 536 | 9.84 | |
| 중학교 졸업 | 495 | 9.08 | |
| 고등학교 졸업 | 1816 | 33.33 | |
| 전문대학교 졸업 | 576 | 10.57 | |
| 대학교 졸업 | 1612 | 29.58 | |
| 석사 졸업 이상 | 245 | 4.50 | |
| 지역 | 수도권 | 2163 | 39.70 |
| 비수도권 | 3286 | 60.30 | |
| 균등화 소득(백만 원) | 평균(표준편차) | 2.67(1.87) | |
| 최솟값 / 최댓값 | 0 / 45 | ||
| 자산(백만 원) | 평균(표준편차) | 1.61(25.57) | |
| 최솟값 / 최댓값 | 0 / 4000 | ||
| 복지 수급액(백만 원) | 평균(표준편차) | 2.10(6.09) | |
| 최솟값 / 최댓값 | 0 / 1980 | ||
| 정치에 대한 관심 정도 | 매우 적다 | 340 | 6.24 |
| 다소 적다 | 826 | 15.16 | |
| 보통이다 | 2673 | 49.05 | |
| 다소 많다 | 1375 | 25.23 | |
| 매우 많다 | 235 | 4.31 | |
| 정치적 성향 | 매우 보수 | 410 | 7.52 |
| 다소 보수 | 1447 | 26.56 | |
| 중도 | 2236 | 41.04 | |
| 다소 진보 | 1236 | 22.68 | |
| 매우 진보 | 120 | 2.2 | |
| 공무원에 대한 신뢰 | 매우 신뢰할 수 없다 | 867 | 15.91 |
| 대체로 신뢰할 수 없다 | 1864 | 34.21 | |
| 보통이다 | 1893 | 34.74 | |
| 대체로 신뢰할 수 있다 | 767 | 14.08 | |
| 매우 신뢰할 수 있다 | 58 | 1.06 | |
| 정치인에 대한 신뢰 | 매우 신뢰할 수 없다 | 1553 | 28.5 |
| 대체로 신뢰할 수 없다 | 2390 | 43.86 | |
| 보통이다 | 1228 | 22.54 | |
| 대체로 신뢰할 수 있다 | 264 | 4.84 | |
| 매우 신뢰할 수 있다 | 14 | 0.26 | |
2. 변수의 정의 및 측정
가. 종속변수
종속변수인 복지태도란 사람들이 복지에 대해 취하는 가치, 신념, 행동 등을 아우르는 개념으로, 복지에 대한 태도를 구체화하기 위해서는 복지의 대상을 명확히 파악하는 것이 필요하다(손병돈, 2016, p.16). 복지태도에 대한 조작적 정의는 연구자마다 상이한데, 본 연구는 선행연구를 종합적으로 고려하여 1) 복지정책 수용도 2) 복지수혜범위에 대한 태도 3) 정부의 복지책임에 대한 인식 4) 재정확대에 대한 수용의사로 정의하였다. 각 변수는 3~5점의 리커트식 척도로 구성되어 있으며 해석의 편의를 위하여 점수가 높을수록 복지 친화적인 태도를 보이는 것으로 코딩하였다. 구체적인 정의와 측정은 <표 3>에 요약적으로 제시하였다.
표 3.
종속변수의 정의와 측정
| 구분 | 설문 | 측정 |
|---|---|---|
| 복지정책 수용도 | 귀하는 현재의 우리나라 복지 수준이 적당하다고 생각하십니까? 아니면 현재 수준보다 축소하거나 확대할 필요가 있다고 생각하십니까? | 1=현재보다 축소할 필요가 있다 2=적당하다 3=현재보다 확대할 필요가 있다 |
| 복지수혜범위에 대한 태도 | 귀하가 생각하는 바람직한 복지정책 방향은 다음 중 어디에 해당합니까? | 1=선별적으로 취약계층에게 제공 2=보편적으로 제공하되 취약계층에게 더 많이 제공 3=모든 국민에게 차별 없이 동등하게 제공 |
| 정부의 복지책임에 대한 인식 | 귀하는 계층 간 소득격차를 줄이기 위해서 정부의 정책과 개인의 노력 중 무엇이 더 중요하다고 생각하십니까? | 1=개인노력 ~ 5=정책 |
| 재정확대에 대한 수용의사 | 복지 확대를 위해 증세를 한다면, 귀하는 본인이 부담하는 세금에서 추가 부담할 의향이 있습니까? | 1=추가 부담할 의향이 없음 2=현재 세금의 5% 미만 3=5~10% 4=10~15% 5=15% 이상 |
나. 독립변수
독립변수인 현재 및 미래 불평등 수준에 대한 인식은 ‘현재 계층 간 소득격차에 대한 인식’과 ‘예상하는 향후 소득격차에 대한 인식’을 묻는 설문을 활용하여 측정하였다. 불평등에 대한 인식은 개인이 자신이 속한 사회 내에 존재하는 불평등 수준에 대한 가치적 판단이라 할 수 있다(금현섭, 백승주, 2015, p.8.). 미래 불평등 수준에 대한 인식의 경우 현재 불평등 수준에 대한 인식과 달리, 불평등의 기대 수준(expected level)을 측정하는 것이다. 현재 불평등 수준을 동일하게 인식하는 응답자들도 향후 소득격차를 다른 수준으로 예상한다면 상이한 복지태도를 형성할 수 있다. 각 변수는 5점 리커트식 척도로 구성되었으며, 점수가 높을수록 불평등하다고 인식하는 것으로 코딩하였다. 구체적인 정의와 측정은 <표 4>에 제시하였다.
표 4.
독립변수의 정의와 측정
| 구분 | 설문 | 측정 |
|---|---|---|
| 현재 불평등 수준에 대한 인식 | 귀하는 우리나라의 계층 간 소득격차가 어느 정도 큰 편이라고 생각하십니까? | 1=전혀 크지 않다 2=별로 크지 않다 3=보통이다 4=약간 크다 5=매우 크다 |
| 미래 불평등 수준에 대한 인식 | 귀하는 향후에 우리나라의 소득격차가 지금보다 더 커질 것이라고 생각하십니까? 아니면 작아질 것이라고 생각하십니까? | 1=매우 작아질 것이다 2=약간 작아질 것이다 3=보통이다 4=약간 커질 것이다 5=매우 커질 것이다 |
표 5.
통제변수의 정의와 측정
| 구분 | 요소 | 측정 |
|---|---|---|
| 인구사회학적 특성 | 성별/ 연령/ 교육연수 | 남자=0 여자=1/조사 시점 연령(조사 수행 시점의 연도 - 태어난 시점의 연도)/안 받았음: 0 초등학교: 6 중학교: 9 고등학교: 12 대학교(4년제 미만): 14 대학교(4년제 이상): 16 대학원 석사: 18 대학원 박사: 22 |
| 가구 구성원 특성 | 지역/균등화 소득(백만 원)/자산(백만 원)/복지수급액(백만 원) | 비수도권=0 수도권=1/ (월평균 총 경상소득 ÷ )/ 연간 부동산 임대소득+이자, 배당, 양도 소득+기타소득/ 연간 사회보험금 수령액+연간 정부지원현금소득액 수령액 |
| 이데올로기적 특성 | 정치에 대한 관심 정도/정치적 성향 | 5=매우 진보 4=다소 진보 3=중도 2=다소 보수 1=매우 보수/5=매우 많다 4=다소 많다 3=보통이다 2=다소 적다 1=매우 적다 |
| 신뢰 특성 | 정치인에 대한 신뢰/공무원에 대한 신뢰 | 5=매우 신뢰할 수 있다 4=대체로 신뢰할 수 있다 3=보통이다/2=대체로 신뢰할 수 없다 1=매우 신뢰할 수 없다 |
| 시차 변수 | (t-1)기 현재 불평등 수준에 대한 인식 / (t-1)기 미래 불평등 수준에 대한 인식 | |
다. 통제변수
통제변수는 선행연구 검토를 통해 복지태도와 관련이 있는 미시적 차원의 영향요인들로 설정하였다. 이는 크게 인구사회학적 특성, 가구구성원 특성, 이데올로기적 특성 그리고 신뢰 특성으로 분류된다. 먼저 인구사회학적 특성에는 성별, 연령, 교육 수준이 포함된다. 인구사회학적 특성은 시간이 지남에 따라 복지태도 영향을 미치지 않는다는 주장도 있고 연구에 따라 상반된 결과를 보이는 경우가 많지만, 통상적으로 개인의 복지태도를 결정하는 주요한 요인으로 여겨지기 때문에 통제변수에 포함하였다. 성별의 경우 시간 불변(time-invariant) 변수이므로 고정효과 모형을 사용하면 그 효과가 통제되어 분석 결과에서 삭제하였다. 응답자의 연령은 14차 자료 조사시점(2021년)에서 출생연도를 차감하여 구하였다. 교육 수준을 통해 획득된 사회적 지위 역시 복지태도에 변화를 가져올 수 있는 바(Derks, 2005), 응답자의 교육 수준은 ‘안 받았음’부터 ‘박사 졸업’까지의 8가지 집단별로 교육연수를 측정하여 분석하였다.
다음으로 가구구성원 특성에는 소속 가구의 특성에 영향을 받는 요소들이 포함된다. 본 연구에서는 지역, 균등화 소득, 자산, 복지수급액을 포함하였다. 각 개인은 자신과 속한 집단에게 현재나 미래에 큰 이익을 줄 수 있는 정책을 선호하고 지지하는 경향이 있다는 분석이 존재한다(Lipsmeyer & Nordstrom, 2003; 손병돈, 2016). 지역은 수도권과 비수도권으로 분류하여 코딩하였으며 소득은 가구소득을 균등화 처리한 값을 사용하였다. 균등화 처리 방법은 보편적으로 사용되는 경제협력개발기구(OECD) 제곱근지수 방법을 사용하였다. 자산 변수는 연간 부동산 임대소득, 연간 이자, 배당, 양도소득 그리고 연간 기타소득을 합산한 값으로 개인이 보유한 자산 정도를 가늠할 수 있는 변수이다. 복지수급액은 연간 사회보험금 수령액과 연간 정부지원현금소득액 수령액을 합산한 값으로 개인의 복지수급 정도를 나타내는 변수이다. 사회보험의 경우 생활에 위협을 가하는 위험에 대하여 1차적으로 기본적 경제보장을 목적으로 하고 최저 생계를 영위할 수 있을 만큼의 소득 및 의료보장을 목적하기 때문에 사회보장적 성격을 띠고 있다. 민간보험 수급액은 복지제도와 관련성이 미미하다고 보아 제외하였으며, 정부지원현금의 경우 기초노령연금, 농어업정부보조금, 보훈급여금, 보훈보상금, 장애수당 및 장애인연금, 기타수당을 포함한다. 각 항목들은 사회보장적 성격을 지니고 있으므로 수급자의 복지 지위에 영향을 미칠 것으로 판단하였다. 균등화 소득, 자산, 복지 수급액의 단위는 백만 원이다.
이론적 검토에서 서술한 복지태도의 미시적 영향요인 중 가치 태도의 관점은 이데올로기적 특성과 신뢰 특성으로 분류하여 통제변수에 포함하였다. 이데올로기적 특성은 정치에 대한 관심 정도와 정치적 성향을 의미하며 5점 리커트척도로 측정되었다. 신뢰 특성은 공적영역에 포함되는 정치인과 공무원에대한 신뢰 정도를 바탕으로 측정하였다. 각 신뢰에 대한 문항 역시 5점 리커트척도로 측정되었다.
추가적으로 독립변수인 현재 불평등 수준에 대한 인식과 미래 불평등 수준에 대한 인식의 지연변수(lagged variable)를 생성하여 동시성 및 잠재적 내생성 문제를 통제하고자 하였다.
3. 자료의 분석 방법
본 연구는 패널 데이터의 이점을 활용하여 다양한 추정모델을 활용한 패널분석을 시행하였다. 패널데이터의 이점은 관측불가능한 요인들을 일정한 범위 내에서 통제할 수 있으며 미시적 개체들의 동학을 분석할 수 있다는 데 있다(Frees & Miller, 2004). 따라서 패널데이터를 통하여 상이한 개체 간의 차이와 동일 개체 내의 변화를 별도로 분석함으로써 현상의 본질을 다양한 관점에서 깊이 있게 이해할 수 있다.
본 연구에서 강건한 모형을 찾기 위해 통합최소제곱모형(Pooled OLS, POLS), 개인 임의효과모형(One Way Random Effects Model), 개인 고정효과모형(One Way Fixed Effects Model)을 비교 검토한 후 최적 모형을 선택하였다. 먼저 통합최소제곱모형과 고정효과모형 중 상대적으로 적합한 모형을 선택하기 위하여 F-test를 수행하였다. 이때 F값이 유의한 값이 산출되면 고정효과가 존재한다는 것을 의미하기 때문에 고정효과모형을 사용하는 것이 더 적합하다.
한편 패널데이터의 분석에서는 정보를 얻을 비교의 차원이 개체일 수 있고, 시간일 수도 있는데, ‘개체 간’ 비교로부터 도출되는 함수관계와 ‘개체 내’ 비교로부터 도출되는 함수관계가 동일한 경우 임의효과 모형을, 상이한 경우 고정효과 모형을 사용한다(한치록, 2019). 오차항은 시간에 걸쳐 변하지 않는 개별효과(individual effects)와 고유오차(idiosyncratic errors)로 구분되는데 두 모형 모두 설명변수가 고유오차에 대하여 강외생적이라고 가정하지만 개별효과에 대해서는 다르게 가정하고 있다. 임의효과모형은 관측되는 설명변수가 개별효과와 독립이며 개별효과가 정규분포를 따른다고 가정하는 반면(Cov(x,μi)=0), 고정효과모형은 설명변수가 개별효과와 독립이 아니라고 가정하며(Cov(x,μi) ≠ 0), 개별효과가 통제될 때 설명변수의 차이로 인한 종속변수의 평균적인 차이를 정의한다. 두 모형 중 상대적으로 적합한 모형을 선택하기 위하여 Hausman Test를 수행하였다. 테스트 결과 p-value가 유의미한 값을 갖는다면 Cov(x,μi)=0라는 귀무가설을 기각하여 확률효과모형의 추정량은 일치추정량이 아니기 때문에 고정효과모형을 선택하는 것이 적절하다.
고정효과 모형에서 β는 개별효과인 μi가 통제될 때 Xit의 차이로 인한 Yit의 평균적인 차이를 정의하므로 기본적으로 집단내 차이로부터 도출되는 함수관계를 정의한다. 고정효과 추정의 핵심은 μi를 모형으로부터 제거하여 내생성 문제를 해결하고 β에 대한 일치 추정량을 얻는 것이다(한치록, 2019). 고정효과에서는 아래 수식의 μi가 설명변수들과 상관되지만, 임의효과에서는 설명변수들이 μi에 대하여 외생적이다.
Ⅳ. 분석 결과
1. 주요 변수의 특성
주요 독립변수와 종속변수의 평균과 표준편차는 <표 6>에 제시하였다. 표준편차의 경우 전반적(overall), 개체 간(between), 개체 내(within) 변동으로 분류하여 표기하였다. overall 통계량은 전체 관측치를 대상으로 계산된 기초통계량이고, between 통계량은 집단 간 표준편차, within 통계량은 집단 내 표준편차를 의미한다. 모든 변수에서 개체 내 표준편차(within SD)가 개체 간 표준편차(between SD)에 비해 더 크게 나타났으며, 이는 주요 변수들의 산포가 시간의 흐름에 따른 동일 가구원 내에서의 변화가 상이한 개인 간 차이에 기인하는 측면보다 큼을 의미한다. 따라서 고정효과를 통하여 동일 개체를 시간에 걸친 비교를 하는 것이 유의미할 것이다.
표 6.
복지태도 및 불평등 인식 관련 특성
| 구분 | 변수 | 평균 | 표준편차 | ||
|---|---|---|---|---|---|
| overall | between | within | |||
| 종속변수(복지태도) | 복지정책 수용도 | 1.86 | 0.58 | 0.38 | 0.45 |
| 복지수혜범위에 대한 태도 | 2.00 | 0.66 | 0.40 | 0.53 | |
| 정부의 복지책임에 대한 인식 | 3.90 | 0.89 | 0.58 | 0.70 | |
| 재정확대에 대한 수용의사 | 1.43 | 0.61 | 0.41 | 0.45 | |
| 독립변수 | 현재 불평등 수준에 대한 인식 | 4.24 | 0.67 | 0.45 | 0.50 |
| 미래 불평등 수준에 대한 인식 | 4.27 | 0.68 | 0.44 | 0.52 | |
한편 독립변수인 현재와 미래 불평등 수준에 대한 인식이 1점에서 5점 범위로 측정된 것을 고려했을 때, 조사대상자들은 불평등 수준을 매우 높게 인식하고 있는 것을 알 수 있다. 또한 조사대상자들은 복지정책의 확대보다는 상대적으로 복지정책의 축소를 지지하는 것으로, 선별주의에 비하여 보편주의에 대한 지향이 다소 높은 것으로, 중간보다 높은 수준으로 불평등 해소에 대한 정부의 책임을 인식하는 것으로, 그리고 재정확대에 대한 수용의사는 다소 낮은 것으로 나타났다.
2. 패널분석 결과
패널분석에 앞서, 설명변수 간의 상관관계가 높은 경우 다중공선성이 발생하여 추정량의 효율성을 낮출 수가 있으므로 분산팽창계수(Variance Inflation Factors)를 추정하여 이를 확인하고자 하였다. 추정 결과 전체 변수의 분산팽창지수가 2 이하로 심각한 다중공선성에 문제는 없는 것으로 확인되었다.
6년간 재정패널조사에 참여한 응답자의 데이터를 통해 불평등에 대한 인식과 복지태도 간의 관계를 살펴보고자 패널분석을 실시하였다.
먼저 통합최소제곱모형에 대한 F-검정 결과 모든 모형에서 유의수준 1%하에서 ‘고정효과는 0이다’라는 귀무가설을 기각하였다. 이는 고정효과의 추정치가 통합최소제곱모형의 추정치와 다르다는 것을 의미하며, 고정효과가 존재한다고 해석할 수 있다. 이때 F-통계량은 다음과 같이 계산된다.
다음으로 집단 간의 특성을 고려한 고정효과 모형(fixed effect model)과 확률효과 모형(random effect model) 중 어떤 것이 패널 회귀분석에 적합한 모델인지 판단하기 위해 Hausman test를 실시하였다. Hausman test 검정 또한 모든 모형에서 유의수준 1%하에서 Cov(x, μi)=0이라는 귀무가설을 기각하였고, 이에 따라 본 연구의 모형으로 개인 고정효과 모형이 채택되었다. 분석 결과는 <표 7>에 요약적으로 제시하였다. 고정효과 모형을 사용하였으므로 시간불변(time-invariant) 설명변수들의 계수는 추정되지 않았다. 또한 추정량은 “동일 개체 내에서 설명변수 값에 1만큼의 차이가 있으면 종속변수 값에 "베타수식이미지""만큼의 평균인 차이가 있는 것으로 추정된다”라고 해석할 수 있다.
표 7.
불평등 인식이 복지태도에 미치는 영향
| 구분 | 변수 | 복지정책 수용도 | 복지수혜범위에 대한 태도 | 정부의 복지책임에 대한 인식 | 재정확대에 대한 수용의사 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Estimate/ Standard Error | b | se | b | se | b | se | b | se | |
| intercept | 3.657 | 0.230 | 2.440 | 0.274 | 2.503 | 0.349 | 0.640 | 0.237 | |
| 독립변수 | 현재 불평등 수준 (t) | 0.048(***) | 0.006 | -0.017(*) | 0.008 | 0.154(***) | 0.010 | 0.011 | 0.007 |
| 미래 불평등 수준 (t) | 0.016(**) | 0.006 | -0.008 | 0.007 | 0.276(***) | 0.009 | 0.006 | 0.006 | |
| 통제변수 | 현재 불평등 수준(t-1) | 0.003 | 0.006 | -0.003 | 0.007 | -0.023(*) | 0.010 | 0.009 | 0.006 |
| 미래 불평등 수준(t-1) | -0.007 | 0.006 | 0.008 | 0.007 | 0.014 | 0.009 | 0.020(**) | 0.006 | |
| 연령 | -0.037(***) | 0.002 | 0.012(***) | 0.002 | -0.018(***) | 0.002 | 0.000 | 0.002 | |
| 교육년수 | -0.008 | 0.006 | 0.007 | 0.007 | 0.003 | 0.009 | 0.002 | 0.006 | |
| 지역 | 0.035 | 0.048 | 0.022 | 0.058 | 0.082 | 0.073 | 0.013 | 0.050 | |
| 균등화 소득(백만 원) | -0.001 | 0.003 | -0.001 | 0.003 | -0.007 | 0.004 | -0.002 | 0.003 | |
| 자산(백만 원) | -0.0004(**) | 0.0001 | -0.0002 | 0.0001 | -0.0001 | 0.0002 | -0.0001 | 0.0001 | |
| 복지수급액(백만 원) | -0.001 | 0.001 | -0.003(**) | 0.001 | 0.001 | 0.001 | -0.002 | 0.001 | |
| 정치적 성향 | 0.013 (**) | 0.004 | 0.002 | 0.005 | -0.040(***) | 0.006 | 0.030(***) | 0.004 | |
| 정치에 대한 관심 정도 | -0.0003 | 0.004 | -0.015 | 0.005 | 0.027(***) | 0.006 | 0.035(***) | 0.004 | |
| 정치인에 대한 신뢰 | 0.015(**) | 0.005 | 0.014(*) | 0.006 | -0.024(**) | 0.008 | 0.021(***) | 0.005 | |
| 공무원에 대한 신뢰 | -0.004 | 0.005 | -0.013(*) | 0.005 | -0.025(**) | 0.007 | 0.000 | 0.005 | |
| Number of Obs(명) | 32802 | ||||||||
| Number of groups | 5467 / 6개년 | ||||||||
| F Value | 3.09 | 2.51 | 2.31 | 2.99 | |||||
| Prob < F | <.0001 | <.0001 | <.0001 | <.0001 | |||||
| R-squared | 0.404 | 0.357 | 0.426 | 0.428 | |||||
| Root MSE | 0.489 | 0.582 | 0.743 | 0.503 | |||||
| Hausman test(Pr < ｍ） | <.0001 | <.0001 | <.0001 | <.0001 | |||||
주: *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05
먼저 불평등의 현재 수준에 대한 인식이 복지태도에 미치는 영향을 살펴본 결과, 그 영향이 복지태도 차원별로 상이했다. 유의수준 0.001하에서 복지정책 수용도와 정부의 복지책임에 대한 인식 차원에 각각 0.048점, 0.154점만큼 정(+)의 영향을 미쳤으며 유의수준 0.05하에서 복지수혜범위에 대한 태도에 0.017점만큼 부(-)의 영향을 미쳤다. 재정확대에 대한 수용의사에는 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으나 통계적으로 유의미하지 않았다. 이를 구체적으로 해석하면 현재 상태의 불평등 수준을 높게 인식할수록 복지정책을 확대해야 한다고 생각하기 때문에 복지정책 수용도가 높으며, 복지수혜범위가 저소득층 및 사회적 취약계층에 선별적으로 집중되어야 한다고 생각하고, 불평등을 완화하기 위한 정부의 복지책임이 크다고 판단하는 경향이 있다고 볼 수 있다. 이러한 결과는 전반적으로 현재 상태의 불평등 수준을 높게 인식할수록 친복지적 태도를 보이는 것을 보여준다.
향후 불평등 예상 수준에 대한 인식이 복지태도에 미치는 영향을 살펴본 결과, 현재 불평등 수준에 대한 인식과 달리 복지정책 수용도 차원에서 유의수준 0.05, 정부의 복지책임에 대한 인식 차원에서 유의수준 0.001하에서 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 미래 불평등 수준이 심화될 것이라고 예상할수록 복지정책 수용도가 높고 불평등을 완화하기 위한 정부의 복지책임이 크다고 판단하는 것이며, 계수의 크기는 각각 0.016, 0.276이다. 복지태도의 다른 차원인 재정확대에 대한 수용의사에는 정(+)의 영향을, 복지수혜범위에 대한 태도에는 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났으나 통계적으로 유의미하지 않았다.
통제변수 중 연령의 경우 복지정책 수용도에 부(-), 복지수혜범위에 정(+), 정부의 복지책임 차원에 부(-)의 영향을 미쳤으며 통계적으로 유의미했다. 이는 연령이 높아질수록 복지정책 확대에 대한 수용도가 높아지며 복지수혜범위가 보편적이어야 한다고 보고 정부의 책임보다 개인의 노력이 더 중요하다고 보는 것으로 해석할 수 있다. 또한 자산의 경우 복지정책 수용도에 부(-)의 영향을 미쳤으며 이는 자산이 많아질수록 복지정책 확대에 대한 수용도가 낮아진다는 것으로 해석할 수 있다. 복지수급액의 경우 복지수혜범위에 부(-)의 영향을 미쳤으며 이는 복지수급액이 많아질수록 복지수혜범위가 선별적이어야 한다고 보는 것을 의미한다.
한편 가치태도의 관점 중 정치적 성향, 정치인에 대한 신뢰는 복지정책 수용도에 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미쳤다. 이는 정치적 성향이 진보적일수록 그리고 정치인 및 공무원에 대한 신뢰 수준이 높을수록 복지정책의 확대를 수용한다는 의미이다. 복지수혜범위에 대한 태도에는 정치인 및 공무원에 대한 신뢰가 통계적으로 유의미한 영향을 미쳤는데, 정치인에 대한 신뢰와 공무원에 대한 신뢰의 계수 부호가 상이했다. 정부의 복지책임에 대한 인식은 모든 가치태도의 관점이 통계적으로 유의미한 영향을 미쳤다. 이는 정치적 성향이 보수적일수록, 정치에 대한 관심 정도가 높을수록, 정치인 및 공무원에 대한 신뢰가 낮을수록 불평등 완화를 위한 정부의 책임이 크다고 보는 것으로 해석할 수 있다. 마지막으로 재정확대에 대한 수용의사 차원에는 정치적 성향, 정치에 대한 관심 정도, 정치인에 대한 신뢰가 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미쳤다. 정치 성향이 진보적일수록, 정치에 대해 관심이 많을수록, 정치인에 대한 신뢰가 높을수록 재정 확대를 위한 증세를 수용할 의사가 있다고 해석할 수 있다.
Ⅴ. 논의 및 결론
본 연구는 불평등에 대한 인식을 중심으로 복지태도의 영향요인을 파악하는 것을 일차적인 목표로 두고, 복지태도를 네 가지 하위 차원으로 분류하여 각 차원에 따른 영향요인을 살펴보았다. 분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 불평등 인식이 복지태도에 미치는 영향은 복지태도의 각 차원에 따라, 그리고 어떤 시점에 대한 불평등 인식인지에 따라 상이하였다. 먼저 ‘복지정책 수용도’와 관련하여 개인이 현재 불평등 수준을 더 높게 인식할수록(<0.001) 그리고 미래 불평등 수준을 더 높게 인식할수록(<0.01) 복지정책의 확대를 지지하는 경향이 나타났다. ‘복지수혜범위에 대한 태도’와 관련하여 현재 사회 내의 불평등 수준이 높다고 인식할수록 보편주의에 비하여 선별주의를 선호하는 경향이 두드러졌다(<0.05). ‘정부의 복지책임에 대한 인식’ 차원에서는 현재뿐만 아니라 미래 불평등 수준이 높을 것이라고 예상할수록 불평등 해소를 위한 정부의 책임을 크게 인식하였다(<0.001). 그러나 ‘재정확대에 대한 수용의사’ 차원에서는 불평등에 대한 인식이 복지태도에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하지 않았다.
즉, 현재 사회 내의 불평등 수준을 높게 인식할수록 복지정책의 확대를 지지하고 정부책임 제고를 요구한다는 점에서 친복지적(pro-welfare) 태도를 보이는 경향이 있었다. 그러나 복지수혜범위에 대한 태도와 관련하여 선별주의를 선호하는 것을 일관되게 친복지적 태도라고 해석할 수 없다. 따라서 특정 상황과 맥락에서 작용하는 선별-보편주의의 양상과 영향을 결정하는 요인에 대한 연구가 지속적으로 이루어져야 한다(이한나, 이미라, 2010). 본 연구에서는 불평등 수준을 높게 인식하므로 저소득층과 사회적 약자에게 집중된 선별된 복지의 확대를 우선적으로 요구한다고 해석할 수 있으며, 이는 기존 연구 결과(이충환, 2015)와 일치한다. 또한 불평등 수준을 더 높게 인식하더라도 복지확대를 위한 증세에 긍정적인 태도를 보이지 않는다는 결과 또한 기존 선행연구의 결과들과 일관성을 가진다(이한나, 이미라, 2010). 최균, 류진석(2000)은 이러한 한국인의 복지태도 특성을 ‘이중성’이라고 표현하였는데, 복지정책에 대한 지지 수준과 그것을 실현하기 위한 비용 부담에 대한 의지 간의 모순을 의미한다(이한나, 이미라, 2010).
미래 불평등 수준이 심화될 것이라고 예상할수록 복지정책의 확대를 지지하고 소득격차 해소에 대한 정부의 책임을 크게 평가하였는데 이는 구성원들이 불평등 완화를 위해 정책 개입이 필요하다고 인식하고 있음을 의미한다. 즉, 미래 불평등 수준에 대한 높은 인식이 친복지적 태도로 연결되며 이에 대한 책임을 개인보다는 국가에 묻는 경향성이 존재한다는 것을 의미한다. 현재와 미래의 불평등 수준에 대한 인식이 모두 결과에 유의미한 영향을 미치는 것은 불평등 인식이 복지정책의 지지도와 국가의 복지책임에 대한 인식에 있어서 예측요인으로 활용될 수 있다는 것을 시사한다. 그러나 현재 불평등 수준에 대한 인식과 마찬가지로, 불평등이 심화될 것이라고 예상하고 이에 대한 국가의 책임을 강조하는 것이 복지재정확대에 대한 수용의사로 연결되지 않았다.
이와 같은 결과는 한국의 복지태도가 서구사회를 대상으로 한 연구 및 예측과 달리 계층 및 계급적 특징이 뚜렷하지 않으며 일관성이 부족하다는 특징을 지닌다는 것을 보이는 기존 연구들과도 일치한다(이성균, 2002; 최균·류진석, 2000; 김영순, 여유진, 2011; 금종예, 금현섭, 2017; 이민호, 2021). 연구 결과를 통하여 경제적 이해관계와 관련된 변수인 소득이 복지태도의 주요 영향요인으로 작용한다고 보기 어려웠다. 또한 응답자들은 국가 복지의 확대에 대한 일반적이고 추상적인 지지를 표명하면서도 비용 부담에 대한 의사는 소극적인 양상을 보였다.
복지태도의 이중성 및 비일관성이 한국에서 특히 두드러지게 나타나는 현상을 크게 두 가지로 해석해볼 수 있다. 먼저 한국사회는 서구사회에 비하여 상대적으로 복지국가의 발달이 늦어졌으며 이로 인해 구성원들의 복지 및 재분배 정책에 대한 가치 정립이 미약하다는 것이다. 한국은 서구의 복지국가가 수행해온 역할을 가족 단위나 사적 보장수단이 대체해 왔기 때문에 복지국가에 대한 경험이 부족하다(이민호, 2021). 또한 광범위한 복지제도의 사각지대가 존재하기 때문에 복지국가의 편익과 비용 및 권리와 의무를 제대로 이해하고 합리적인 사고를 하는 것이 어렵다고 할 수 있다(김영순, 여유진, 2011). 또 다른 해석은 한국이 가진 제도적 요인 때문에 복지태도가 일관적이지 못하다는 것이다. 한국은 서구사회에 비해 발달되지 않은 중앙집중적 노조조직, 정당의 불안정성과 유동성을 높이는 대통령제와 선거제도 등이 제도적으로 파편화된 복지의식을 만들어내기 쉽다(김영순, 여유진, 2011).
한편 통제변수의 경우 가치태도의 관점에 해당하는 변수들은 복지태도에 전반적으로 유의미한 영향을 미쳤으며, 이는 기존 연구 결과와 일치하는 양상을 보인다(류진석, 2004; Lynch & Myrskylä, 2009; 이민호, 2021). 또한 정치인에 대한 신뢰가 높고 정치성향이 진보적일수록 복지정책의 확대를 지지하였으므로 기존 이론 및 선행연구들을 지지하는 결과를 보이고 있다(Bean & Papadakis, 1998; Edlund, 1999; Andress & Heien, 2001; Alesina & Angeletos, 2005; Jæger, 2008; 김신영, 2010; Rothstein, 2011; 이지호, 황아란, 2016; 허수연, 김한성, 2016; 양종민, 2020).
한편 복지수혜범위 차원의 경우, 공무원에 대한 신뢰가 높을수록 선별주의를 선호하는 경향이 있는 반면, 정치인에 대한 신뢰가 높을수록 보편주의를 선호한다는 것이 주목할 만하다. 정치인에 대한 신뢰의 경우 ‘정치인의 포퓰리즘(populism)에 대한 견제’라는 맥락에서 나타난 결과로 해석할 수 있다. 포퓰리즘적 성향을 가진 정치인은 보다 간단하고 명료한 보편적 복지제도를 시행함으로써 광범위한 지지기반에 호소하고 일반 국민의 이익을 옹호할 가능성이 크기 때문이다. 그러나 공무원은 정책과정이나 일선에서 특정 기준에 따라 특정 혜택 및 서비스를 받는 사람을 선택하거나 결정하는 주체이기 때문에, 이들에 대한 신뢰가 선별적 복지제도 자체에 대한 신뢰로 연결된다고 볼 수 있다.
한편 복지수혜범위 차원의 경우, 공무원에 대한 신뢰가 높을수록 선별주의를 선호하는 경향이 있는 반면, 정치인에 대한 신뢰가 높을수록 보편주의를 선호한다는 것이 주목할 만하다. 정치인에 대한 신뢰의 경우 ‘정치인의 포퓰리즘(populism)에 대한 견제’라는 맥락에서 나타난 결과로 해석할 수 있다. 포퓰리즘적 성향을 가진 정치인은 보다 간단하고 명료한 보편적 복지제도를 시행함으로써 광범위한 지지기반에 호소하고 일반 국민의 이익을 옹호할 가능성이 크기 때문이다. 그러나 공무원은 정책과정이나 일선에서 특정 기준에 따라 특정 혜택 및 서비스를 받는 사람을 선택하거나 결정하는 주체이기 때문에, 이들에 대한 신뢰가 선별적 복지제도 자체에 대한 신뢰로 연결된다고 볼 수 있다.
연구 결과에 대한 해석을 토대로 다음과 같은 이론적, 정책적 함의를 제시하고자 한다. 첫째, 이 연구는 복지태도의 영향요인으로 주목받지 못했던 불평등 인식의 중요성과 영향력을 확인하고, 나아가 미래 불평등 수준에 대한 인식을 분석에 포함하였다는 점에서 의의가 있다. 한국 사회의 불평등 인식은 현재와 미래 모두 매우 높은 수준을 보이며, 사회구성원들은 이를 해소하기 위한 국가의 적극적인 역할을 요구하고 있다. 또한 현재와 미래 불평등 수준에 대한 공통된 높은 인식은 소득격차에 대한 허용 한계(tolerance)에 접근했음을 의미한다. 불평등이 지속되거나 오히려 심화될 것이라고 예상하는 것은 사회적 갈등과 불안정을 촉발할 수 있으므로(Hirschman & Rothschild, 1973), 불평등은 정책 수립 시 사회 문제로서 적극적으로 고려되어야 한다. 그러나 불평등 수준에 대한 높은 인식에도 불구하고 증세에 대한 수용 의사가 유의미하게 나타나지 않는 것을 볼 때, 국가 재정 상태에 대한 현실적인 고려가 선행되어야 할 것이다.
둘째, 본 연구는 복지태도를 네 가지 차원으로 세분화하고, 각 차원에 대한 불평등 인식의 영향을 다면적으로 살펴보았다는 의의가 있다. 복지지출 증대와 증세가 동시에 진행되어야 하는 한국 사회의 경우 구체적인 복지프로그램과 조세 시스템에 대한 보다 다차원적인 인식구조의 파악이 요구된다고 할 수 있기 때문이다(양종민, 2020). 또한 한 시점에서의 불평등 인식과 복지태도를 설명하는 데 그치지 않고 6개년 연속 패널자료를 이용하여 여러 시점에 걸친 양자의 관계를 분석하였다는 점에서 의의가 있다. 고정효과 모형을 활용하여 개체들의 이질성을 통제함으로써 동일 개체의 시간에 걸친 변화를 추정할 수 있었다. 불평등 인식과 복지태도는 개인의 주관적 판단으로, 비교적 가변적이기 때문에 이러한 접근이 유용할 것으로 판단된다. 개인의 복지 지위, 이해관계 그리고 정책 환경이 시간의 흐름에 따라 변할 때, 한 개인의 인식과 태도에 광범위한 영향을 미칠 수 있기 때문이다. 따라서 개인의 복지태도를 연속된 시점에 걸쳐 살펴보는 것은 주요 복지 및 정책 이슈를 심층적으로 이해하는 데에 도움이 될 것으로 판단된다.
본 연구는 다음과 같은 한계점을 지닌다. 첫째, 거시적 차원에서 복지태도에 영향을 미치는 영향요인을 분석에 포함하지 못했다. 선행연구들은 국가의 사회경제적 상황 및 제도적 특성 등이 거시적 차원에서 복지태도와 관련된 것으로 평가하고 있다. 그러나 복지태도 결정의 거시적 맥락들은 복지국가의 일부 특성들에 국한되고 있어 미시적 관점에 비하여 관점이 제한적이다(김형관, 이상록, 2019). 후속 연구에서 1인당 GDP, 실업률, 경제성장률, 인플레이션, 불평등 지수, 정치 권력, 집권 여당 등을 주요 변수로 활용하여 복지태도 결정에의 거시적 맥락을 파악하고자 한다.
둘째, 불평등 인식과 복지태도는 개인의 주관적 가치판단을 나타내는 변수이기 때문에 상호 영향을 줄 수 있으며, 역인과 관계로 인한 편의추정이 발생할 가능성이 존재한다. 이를 보완하기 위해 향후 연구에서 시차변수를 이용한 매개효과 모형, 불평등 인식과 복지태도가 각각의 종속변수가 되는 연립방정식 모형을 활용하고자 한다.
셋째, Hirschman & Rothschild(1973)의 터널효과를 보다 엄밀하게 실증적으로 살펴보기 위하여 미래 소득이나 지위 전망 및 사회 공정성에 대한 개인의 인식을 분석에 포함할 필요가 있다. 그러나 현실적인 데이터의 한계로 인해 본 연구에서는 이러한 요소를 추가적으로 통제하지 못하였으며 향후 연구과제로 남겨두고자 한다.