한국인의 복지태도: 균열구조의 형성과 변화

Welfare Attitude among Koreans: Formation and Change of Cleavage Structure

Abstract

The purpose of this study is to empirically examine how the expansion of institutional welfare over the past 10 years has had an effect on the welfare attitude of Koreans and the subsequent formation and development of a cleavage structure in welfare politics. This research differs from existing research in theoretical and methodological aspects as follows: First, the concept of “welfare attitude” was systematically structured and multi-dimensionally reorganized. Second, through the path analysis and multi-group structural model analysis, we compared the structures of the perception change in the growth period of the Korean welfare state with the same model focusing on social class variables. The analytic data used is the additional survey data on welfare perception of the Korean Welfare Panel (2007, 2010, 2013, 2016, and 2019). As a result of the analysis, a systematic and distinct cleavage structure was not visible in the welfare attitude. It has been confirmed that the cleavage of attitudes in Korea's welfare politics has only recently begun to occur, depending on the class variable. In particular, the social class cleavages have been more visible in recent years in the more active policy awareness that tax increases are needed to expand social welfare, rather than the awareness of the situation on the inequality of our society.

keyword
Welfare AttitudeCleavage StructurePath AnalysisMulti-group AnalysisKorea Welfare Panel Study

초록

이 연구의 목적은 지난 10여 년간의 제도적 복지 확대가 한국인의 복지태도와 그에 따른 복지정치 균열구조의 형성과 발전에 어떤 영향을 미쳤는지 실증적으로 확인하는 것이다. 이 연구는 이론적・방법론적 측면에서 기존 연구와 다음과 같은 차별성을 갖는다. 첫째, ‘복지태도’ 개념의 이론적 체계화와 다차원적 재구성을 시도한다. 둘째, 차수별 경로분석과 다집단 구조모형 분석을 통해 사회계층 변인을 중심에 둔 동일한 모형으로 한국 복지국가의 성장기 인식변화 구조를 비교 분석한다. 분석자료는 한국복지패널 복지인식 부가조사 자료(2007년, 2010년, 2013년, 2016년, 2019년 자료)이다. 분석 결과, 우리나라의 복지태도에서 체계적이고 뚜렷한 균열구조가 가시화되지 않고 있음이 관찰되었다. 한국의 복지정치의 태도 균열은 계층 변인에 따라 최근에 와서야 이루어지기 시작했으며, 그 수준은 맹아적인 상태임을 확인하였다. 특히 사회계층에 따른 균열은 우리 사회의 불평등성에 대한 상황 인식보다는, 사회복지 확대를 위해 증세를 해야 한다는 보다 적극적인 정책 인식에서 최근 더 가시적으로 나타나고 있음을 보고하였다.

주요 용어
복지태도균열구조경로분석다집단분석한국복지패널

Ⅰ. 문제제기

2000년대 후반부터 현재까지 10여 년의 시간은 한국의 복지제도가 확장되고, 복지가 정치적 이슈로 부상한 시기다. 제도적 복지 확대는 한국인의 복지태도와 그에 따른 복지정치 균열구조의 형성, 발전에 어떤 영향을 미쳤는가? 이 연구는 복지정치의 미시적 기반인 복지태도가 지난 10여 년간 변화해 온 양상을 실증적으로 확인하고자 한다.

이 연구는 복지태도 변화의 실증적 확인에 앞서, ‘복지태도(welfare attitudes)’ 개념의 체계적 정의에서부터 시작하고자 한다. 일반적으로 복지태도란, 복지의 제반 내용에 대한 선호와 반응으로 정의된다. Taylor-Gooby(2001)는 복지태도를 전반적인 사회복지제도에 대한 지지 여부, 복지비용의 문제, 재분배, 복지국가의 정당성 등에 대한 사회적 태도라고 정의했다. 한국의 복지태도 관련 연구들의 경우, 김영순・여유진(2011)이 ‘복지의식(welfare consciousness)이란 복지 및 그와 관련된 사회 현상들에 대한 사람들의 감정과 인상, 가치와 신념 그 자체이며, 복지태도(welfare attitudes)란 복지의식에 기반을 둔 행동성향’이라고 정의 내린 것을 제외하고는, 체계적인 개념 정의가 미흡했다.

복지태도의 형성, 변화과정 양상을 정확하게 포착하기 위해서는, 첫째 복지태도의 어떤 측면이 먼저 형성되고, 복지태도의 차원들이 상호 어떤 관계에 있으며, 왜 변화하는지 이론적 검토가 필요하다. 이를 위해 ‘복지태도’ 개념에 대한 체계적 정의가 선행되어야 한다. 기존의 복지태도 연구들은 다양한 종속변수를 다루고 있지만, 왜 그 시점에 특정 독립변수가 특정 종속변수에 영향력을 발휘하는지 설명하지는 못했다. 다양한 복지태도 지표 간의 상하 체계와 선후 관계를 우선 정리할 수 있어야 ‘변화하는 복지태도’의 의미를 제대로 포착할 수 있을 것이라는 각성이 이 연구의 출발점이다.

둘째, 복지정치를 설명하는 이론을 실증적으로 검증하기에 복지태도가 충분히 ‘일관적이고 안정적인지’ 검토가 필요하다. 기존의 국내 선행연구들은 복지태도가 충분히 안정적이라고 암묵적으로 전제하거나 이에 대한 고려 없이, 주로 서구 복지국가를 설명하는 이론적 관점에서 제기되는 복지태도 독립변인의 통계적 영향력을 검증하는 방식으로 접근해왔다. 그러나 한국의 정치 상황은 서구와 상당히 다르다. 계급의식이 뚜렷하게 형성되어 있지 않았던 한국의 경우, 계급 간 대립이나 노동자계급의 정치화가 복지국가의 형성과 발전을 견인해온 것으로 설명하는 주류 복지정치 논의를 그대로 적용하는 것은 문제가 있다. 그간의 연구에서, 계급의 설명력이 낮거나 모순적으로 나타난 것이 이상하지 않은 이유이기도 하다.

한국의 경우, 개인들의 복지 태도가 지난 10년간의 복지정책을 견인했다고 보기보다는, 복지 제도화가 먼저 진전되면서 복지에 대한 정치・사회적 논의가 활발해진 후, 비로소 각 개인의 복지태도가 형성되는 과정을 거치고 있다고 보는 것이 타당할 것이다. 상황과 이슈를 해석하는 충분한 가치관이나 신념, 이데올로기가 형성되기 이전 즉, 복지태도가 형성되는 초기 시점에는 특히 태도의 일관성과 안정성이 낮게 나타날 가능성이 높다1).

셋째, 최근 복지국가 논의에서는 정책 사안에 따른 사회계층별 태도의 일관성 이슈가 ‘복지국가 갈등의 재정의’라는 관점에서 새롭게 제기되고 있다. 계급정치를 강조하는 접근이나 권력자원론 등 기존 복지국가 정치이론은 노동자계급의 이해를 동질적이라고 가정했다. 그리하여 노동-자본 간의 단일한 갈등 축을 중심으로, 노동자계급이 일관적으로 ‘사회보험과 재분배’ 등 복지를 지지한다고 설명해왔다. 반면, 복지정치에 대한 새로운 접근들은 탈산업화 시대 정당 지지 세력의 구성 변화에 주목했다. 노동계급 내 외부자-내부자 간의 균열, 사회보험과 재분배, 사회적 투자에 대한 상이한 이해관계, 그에 따른 갈등의 분화 등을 지적한다. 예컨대 사회민주주의 정당의 새로운 지지층으로 고학력 여성 노동자층이 등장하면서, 전통적인 분배 이슈보다는 사회투자에 더 관심을 보인다는 것이 대표적이다(Häusermann & Kriesi, 2015; Häusermann, Picot & Geering, 2013; Ahn, 2000).

이러한 상황들은 복지태도가 무엇인지, 친복지 태도를 무엇으로 포착해야 하는지, 복지정치의 이론적 균열이 실제로 한국에 존재하는지와 같은 근원적인 질문이 복지태도 연구에 필요하다고 문제 제기한다. 이 연구는 이와 같은 문제인식을 토대로, 지난 10여 년간의 한국인의 복지 태도 형성, 변화에 대한 기저모형을 구성해보고자 한다. 이를 위한 연구 질문은 다음과 같다.

첫째, 태도란 무엇이며, 어떻게 구성되는가? 복지 태도는 일관적이고 안정적인가? 태도에 관련된 사회과학 연구 동향을 토대로 ‘복지태도의 다차원적 재구성’ 작업을 시도하고자 한다. 둘째, 지난 10여 년간 복지제도 확대를 거치면서 복지 태도가 어떻게 변화해 왔는가? 이를 설명하기 위해, 두 개의 이론적 흐름에 주목하고자 한다. 하나는 ‘태도’의 변화에 관한 일반적 이론이고, 다른 하나는 제도주의 관점에서 복지태도 균열구조 변화를 설명하는 정치학적 논의다. 셋째, 이 연구는 태도에 영향을 미치는 기저 요인으로 ‘사회계층’에 주목한다. 학력, 소득, 고용 지위로 대표되는 한국의 사회계층 균열구조는 어떠한가? 사회계층 요인들은 지난 12년 동안 복지태도에 의미 있는 균열을 가져왔는가?

Ⅱ. 이론적 논의 및 선행연구 검토

1. 복지태도의 이론적 접근

가. 태도란 무엇인가?

태도(attitude)는 특정한 대상(물리적인 물체나 사고, 정책, 행위 등)에 대한 포괄적인 의미에서의 선호와 판단 등 ‘평가적 판단’(evaluative judgments)을 의미한다(Kruglanski & Stroebe, 2005; Wegener & Carlston, 2005). 태도의 3요소 관점(Tri-componential viewpoint)에서는, 감정, 행동, 신념의 3유형에 주목한다(Oskamp & Schultz, 2005: Fabriga & Wegener, 2005)2). 그동안 심리학적 접근에서는 감정적 요소와 인지적 요소에 초점을 맞춰 온 경향이 있었으나(Oskamp & Schultz, 2005; Fabriga & Wegener, 2005), 기존 연구 동향에 비춰볼 때 복지태도는 주로 ‘인지적 요소’와 ‘행동적 요소’와 관련성이 있다.

태도와 유사하게 사용되는 것으로 믿음(belief)과 의견(opinion)이 있다. 먼저, 믿음(belief)은 일반적으로 ‘어떤 지식, 정보나 명제가 사실이거나 발생할 가능성에 대한 추정’(Eagly & Chaiken, 1998; Fishbein & Ajzen, 1975; Wyer & Albarracin, 2005, p.273에서 재인용), ‘대상이 특정한 성질을 가진다고 보는 주관적인 확률’(Oskamp & Schultz, 2005) 등으로 정의할 수 있다. 따라서 믿음(belief)은 특정한 상황에 대한 주관적 해석이나 경험으로 표출된다. 예컨대 ‘우리나라는 불평등이 심각하다는 명제가 어느 정도 사실이라고 보는가?’라는 질문은 한 사람의 상황에 대한 주관적 인식 즉 ‘믿음’을 묻는 것이 된다.3)

한편 여론조사나 투표행위와 관련된 사회과학 연구에서, 의견은 믿음이나 태도와 구분되지 않고 혼용되는 경향을 보인다(Oskamp & Schultz, 2005). 예컨대 공적 의견, 여론(public opinion)이란, 특정한 성격을 지닌 대중(수도권 유권자, 영세자영자 집단 등)이 공유하고 있는 태도와 믿음으로 해석된다. 한편, 복지태도 개념을 보다 분석적으로 재구성하는 데에는 의견(opinion)의 평가적 적극성을 강조하는 접근(Oskamp & Schultz, 2005)이 유리하다. ‘복지가 확대되어야 한다’, ‘복지확대를 위해 증세가 필요하다’ 등은 단순 인식을 넘어 평가를 강조하는 명제에 해당한다.

이처럼 태도와 관련된 사회과학 논의의 흐름을 보면, 태도의 다차원성이나 유사 개념 간의 관계가 최종결론에는 이르지는 못한 것으로 확인된다. 다만, 보다 세분화된 구분에 관한 논의가 분명하게 존재한다. 개념 간의 분석적 세밀함을 추구하는 본 연구에서는, 복지태도를 ‘복지 및 관련 사회 현상들에 대한 상황 인식과 정책 인식을 총칭하는 것으로, 믿음과 의견 등으로 표출되는 평가적 판단(evaluative judgement)’이라고 정의하고자 한다. 이론적으로 복지태도를 <표 1>과 같이 ‘상황에 대한 인식’과 ‘정책에 대한 인식’ 두 차원으로 재구성하고자 한다.

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표 1.
복지태도의 이론적 분석틀
차원 이론적 개념 내용 표현형
복지 태도 상황 인식 믿음(belief) 대상이 특정한 성질을 가진다고 보는 주관적 확률, 어떤 지식・정보・명제가 사실일 가능성에 대한 추정 기술적・묘사적 서술 (~이다)
정책 인식 의견(opinion) 정책 관련 규범적 판단이나 이해관계에 따른 주장 규범적・주장적 서술 (~해야 한다)

나. 태도 접근성과 양면성

사회심리학 이론에서 태도 접근성(attitude accessibility)이란, 대상과 평가 간 연관성의 강도를 의미한다. 접근성 높은 태도란, 대상을 마주했을 때 대상에 대한 평가가 자동으로 기억에서 활성화되는 경우를 말한다(Wyer & Albarracin, 2005). 복지태도를 논할 때 태도 접근성은 중요하다. 특정한 사회 현상이나 정책에 대해 ‘충분히 의미 있는’ 태도가 형성되어 있는가와 관련되기 때문이다.

일반적으로 태도 접근성은 태도가 활성화되는 빈도, 정보의 양과 복잡성 등의 영향을 받는다고 설명된다. 질문이 자주 반복되면 대상과 평가 간의 연관성을 강화하기 때문에 접근성을 높인다. 태도 접근성은 신뢰할만한 정보를 바탕으로 할 때 높아지고, 대상에 대해 즉시 떠오르는 생각과 경험의 수가 많고, 정보에 대한 정확한 이해가 있을수록, 접근성이 높아진다. 정보의 복잡성(complexity)이 낮거나 정보 통합수준이 높을수록 태도 접근성이 고양된다. 요컨대 잘 아는 내용이거나, 반복적으로 질문을 받았거나, 생각할 기회가 있었을 경우, 태도 접근성이 높아진다고 할 수 있다.

이와 같은 접근성에 대한 이론적 설명에 따르면, 정책에 대한 직・간접적인 경험, 복지태도 조사의 반복은 정책에 대한 지식과 이해 수준 등을 높이고, 결과적으로 태도의 접근성을 높일 것으로 예측할 수 있다. 접근성이 높아지면 충분히 의미 있고 일관성 있는 태도가 가능하다. 예컨대 시간의 흐름에 따라 특정한 균열 구조가 형성된다든지, 이해관계에 따른 계층별 태도의 일관성이 높아지는 현상이 나타날 수 있다.

특정 대상에 대한 태도가 두 개 이상인 태도의 양면성에 대해서도 살펴볼 필요가 있다. 사회심리학적 설명에서 태도의 ‘양면성’은 긍정적 평가와 부정적 평가를 모두 포함하는데, 개인의 태도에 발생하게 되는 평가의 긴장, 대상에 대한 혼재된 감정 등을 의미한다(Wyer & Albarracin, 2005). 복지태도에서 양면성은 상황 인식보다는 정책 인식에서 더 나타나기 쉬울 것으로 예측된다. 예컨대 우리나라가 불평등하다는 것에 대한 상황 인식은, 평등의 다양한 차원들에 따라 생각과 판단이 혼재될 수 있다. 하지만 충분히 생각할 기회와 조건이 충족된다면, 종합적인 사고를 통해 단일한 태도로 정리되기 쉽다. 반면, 정책 인식은 접근성이 높다고 하더라도, 여전히 개인의 규범과 가치, 이해관계 간의 긴장과 갈등 때문에 양면성이 존재할 가능성이 있다. 예컨대 복지 확대는 바람직하다고 판단하지만, 그것을 위해 세금을 올리는 것에 대해서는 부정적인 감정이 들 수 있다. 정리하면, 일반적으로 복지 태도가 이데올로기, 가치체계와 연결되면 일관성이 높아질 수 있다. 하지만 이해관계와 결부된다면 일관적이지 않을 수 있고, 양면성이 존재할 수 있다.

다. 기대-가치 태도 모델: 태도의 변화는 어떻게 일어나는가?

사회심리학적 관점에서 설명하는 태도의 변화를 이해하기 위해, 기대-가치 태도 모델(Kruglanski & Stroebe, 2005)을 살펴볼 필요가 있다. 이 모델은 특정한 대상에 대한 개인의 태도는 대상의 속성에 부착된 주관적 가치 혹은 그 결과에 대한 주관적 확률에 달려있다고 설명한다. 즉, A라는 대상에 대한 태도는 A가 어떤 특성들(가치, 이해관계, 결과 등)을 가지고 있다고 인식하는지와, 인식된 각 속성에 대한 평가의 함수에 의해 결정된다. 예컨대 복지정책에 대한 태도는 복지정책이 특정한 가치(예, 평등), 이해관계(예, 복지수급 여부) 혹은 사회적 결과(예, 빈곤 완화, 불평등 완화)와 연결되어 있는지와, 그 결과에 대한 주관적 평가로 결정될 수 있다. 어떤 정책에 대해 누군가가 더 긍정적인 태도를 보인다면, 그것은 나에게 유리하거나, 더 나은 사회적 결과나 가치를 지향하기 때문이라는 것이다.

기대-가치 모델을 복지태도의 변화에 적용하면 다음과 같이 설명할 수 있다. 가치・규범적 차원에서 불평등과 빈곤을 완화할 수 있다는 속성에 대한 주관적 기대로 특정한 복지정책을 찬성하던 사람이라도, 복지정책의 확대로 인해 자신이 부담해야 할 세금이 늘어나게 되면 자기 이해와 관련된 속성에 따라 평가가 부정적으로 변화하게 된다. 이처럼 복지정책의 다양한 속성들에 대한 주관적 인식과 긍정적・부정적인 평가가 서로 누적되고 상쇄되면서, 최종적으로 찬성의 정도가 낮아지거나, 부정적으로 변화할 수도 있다. 또는 자신의 규범적 판단과 자기 이해에 입각한 선호 간의 불일치를 제거하고 일관성을 유지하기 위해, 기존의 규범적 판단에 입각한 부정적 태도를 변화시키게 될 수도 있다. 동일한 속성에 대한 판단 자체가 바뀌는 것인지, 아니면 새로운 속성이 추가되고 이에 대한 평가가 더해지면서 총체적인 태도가 변화하는 것인지는 복지태도의 변화에 있어서 흥미롭게 살펴볼 지점이다. 이와 같은 설명은, 태도를 규정하는 평가에 사용되는 정보가 달라지면 태도가 달라질 수 있다는 사실에 기반하고 있다는 것도 주목할 필요가 있다.

2. 제도주의와 복지태도

상기한 논의는 대체로 한 개인의 내면에서 일어나는 ‘인지 과정’에 초점을 두어 태도의 변화를 설명한다. 그러나 태도는 사회적 속성을 지니고 있다. 모든 태도는 사회적 맥락과 관련한 상호적 관계에서 발전하고 기능하고 변화한다는 점에서 사회적이다(Prislin & Wood, 2005). 이제 태도 변화를 촉발하는 외부적 요인, 즉 평가에 사용되는 정보 자체의 변화를 제도주의 맥락에서 살펴보고자 한다.

복지태도의 발전은 복지국가의 발전과정과 연관되어 있다. 특히, ‘복지제도 형성의 정치학’(politics of welfare policy-making)에 의하면, 복지정치는 복지제도의 수준과 양상에 따라 다르게 전개된다. 이는 복지태도가 복지체제에 따라 체계적으로 달라진다는 국가 비교연구의 토대가 되어 왔다4). 즉, 사회구성원의 복지태도는 계급 구성원들이 경험해온 복지체제의 기본적 성격과 구체적인 내용, 사회적 합의의 정책결정과정에 따라서 국가별로 상이하게 나타날 수 있다. 사회계급과 복지태도의 관계도 해당 국가의 제도적・역사적 특성을 반영하며, 동일한 계급이라도 복지체제의 역사적 특징 혹은 제도에 따라서 국가별로 상이한 복지의식을 형성할 수 있다(신광영, 조돈문, 이성균, 2003).

제도가 인식에 영향을 미치는 것에 대한 가장 체계적인 설명은 정책 환류 효과(Policy feedback effect)이다(Esping-Andersen, 1990; Pierson, 2000; Ahn, 2000 등). 이는 특히 한 국가에서 시계열로 제도에 부착된 이해관계 균열, 그에 따른 복지태도 변화를 설명하는 데 유효하다. 예컨대 복지국가가 발전해 탈상품화 효과가 높아지면, 복지국가의 성장에 따라 고용과 복지의 혜택을 받아온 중간계층, 공공부문 노동자도 복지국가 발전이라는 공통의 목표를 위해 친복지태도를 갖게 된다(신광영, 조돈문, 이성균, 2003). 이는 복지국가 확대기의 복지태도가 정책 환류 효과를 잘 보여주는 예다. 나아가 피어슨((Pierson, 1994)의 복지국가에 대한 신정치학(new politics) 설명은, 변화하는 사회적 맥락에서 복지에 대한 이해관계가 계급이 아닌 복지수혜 여부에 따라 달라짐을 보여준다. 이 설명은 복지국가 확대기에는 비교적 동질적으로 발전했던 복지태도가, 복지국가 위기와 재편을 맞이하여 상이한 균열지점을 보여준다는 것에 주목한다.

3. 복지태도 균열에 관한 이론적 논의

복지태도를 구조화하는 균열은 무엇인가? 복지국가에 대한 사회적 이해관계를 설명하는 계급론 혹은 사회계층론의 흐름이 이 질문과 직결되어 있다5). 전통적으로 복지국가 확대기에 ‘계급’은 복지국가 발전을 설명하는 핵심어였다. 복지국가의 확대는 계급 투쟁 혹은 계급 연합의 결과이고, 중간계층을 수혜자로 포괄하는 보편주의적 복지국가의 성립이 복지국가에 대한 정치적 지지를 확산시켜 정치적 지속가능성을 가져왔다는 설명이 주된 논의다.

하지만 복지국가에서 계급론의 유효성은 크게 두 가지에 의해 도전받았다. 하나는 계급구조 자체의 분화이다. 계급적 균열 논의는 생산수단 통제를 기반으로 한 전통적인 구분인 노동-자본의 선명한 갈등 구조를 넘어서, 노동시장 이중구조에 따른 내부자-외부자 균열이나 숙련 수준에 따른 계층구조 등으로 분화되고 있다. 최근에 다시 증가하는 신(新)자영자 집단, 사회보장체계에 온전히 보호받지 못하거나 취약한 불안정노동층, 프레카리아트(precariat)의 확대, 플랫폼 노동 등 새로운 고용형태의 확산 등에 따라 노동계층의 이중화, 노동계층 내 격차 확대 문제는 더욱 심화되고 있다.

또 다른 도전은 신복지정치 이론(Pierson, 2001; Ahn, 2000)으로부터 제기되었다. 이 논의들은 복지국가 위기, 재편기를 지나면서, 복지정치에서 계급의 설명력이 더이상 유효하지 않거나 약화되고 있다고 지적한다. 복지국가의 정치적 균열에서 계급균열보다 성(gender)과 세대, 종교, 인종, 민족 등 비계급적 균열 혹은 복지수급과 관련한 자기 이해(self interest)가 더 중요해졌다는 것이다. 이러한 논의의 흐름에서, 안상훈(2000, 2009)은 수급자 지위, 납세자 지위, 복지제공자 지위라는 복지지위론을 통해, 자기 이해에 따른 신복지정치 균열을 체계화했다. Taylor-Gooby(2001)는 복지국가 재편기에 복지국가 체제에 따라 상이한 복지균열이 나타나는데, 전통적인 계급균열보다는 시장 지위, 젠더, 공공부문, 노동시장 지위(내부자/외부자)를 통해 설명할 수 있다고 했다. 이처럼 복지정치에서 계급론을 둘러싼 논의의 흐름을 따라가 보면, 계급의 설명력이 사라지고 다른 사회적 균열이 복지태도에 중요한 균열인지, 아니면 여전히 계급적 균열이 복지태도에서 중요한 요인인지가 핵심적인 논쟁점임을 알 수 있다.

그렇다면 한국에서 사회계층은 복지태도의 유의미한 균열구조인가? 복지국가 형성이 뒤늦게 빠른 속도로 이루어진 한국의 경우, 복지국가 발전의 단계로 보면 서구 복지국가 형성기와 비슷한 상황이다. 다른 한편으로 한국을 서구 복지국가와는 다른 사회문화적 배경을 지닌 유교주의 복지국가나 동아시아 복지체제 등 제4의 복지체제로 보는 설명에서 말하듯, 서구 복지국가와 다른 양상이 존재할 가능성도 적지 않다. 그동안 우리나라에서는 사회계층 이동이 활발히 일어나 사회계층 인식이 유동적임을 밝히거나(이병훈, 윤정향, 2006), 사회계층 균열구조 등장 시기에 관한 연구들이 이루어졌다(이용마, 2014). 또 복지태도에 계급의 영향력이 나타나지 않는 ‘비계급성’ 문제가 논의된 바 있다(김영순, 여유진, 2011; 이성균, 2002; 김영란, 1995). 이러한 논의들에 비춰볼 때, 우리나라의 복지태도에서 사회계층에 따른 균열은 2010년 이전까지는 거의 관찰되지 않았다고 볼 수 있다. 그렇다면 복지가 본격적으로 확대되기 시작한 최근 사회계층 균열이 형성되고 있는지에 주목할 필요가 있다.

한국의 사회계층을 다룬 기존 연구들은 이론적・실증적으로 어떻게 접근하고 있는가? 사회계층은 유사한 사회적 위치와 자원, 경험을 공유하면서 유사한 가치관이나 태도를 형성해가는 주관적인 의식과 관련된 것으로 논의된다. 사회계층을 측정하는 방식은 객관적 측정과 주관적 측정으로 구분된다(Kraus et al., 2012; Lott & Saxon, 2002; Kraus et al., 2010; Kraus et al., 2011; Lott, 2012; Côté et al., 2013; 정윤태, 2018에서 재인용; 홍두승, 2005; 이병훈, 윤정향, 2006). 객관적 측정방식으로 사회계층을 다룬 다수 연구들은 소득, 직업, 교육 등의 사회경제적 시장자원 보유 수준을 강조한 베버의 사회계층 논의를 따라, 사회계층 지위 지표로 교육, 직업, 소득수준에 주목해 왔다. 문제는 실증분석에서 사회계층을 교육수준, 직업, 소득수준의 3차원으로 측정하면, 사실상 사회경제적 지위(social economic status: SES)6)와 구별하기가 어려워진다는 것이다(변상우, 2018). 이런 이유로 사회계층을 ‘주관적 계층의식’으로 측정하는 것이 더 바람직하다거나, 주관적 측정과 객관적 측정을 병행해야 한다는 논의가 제기된다.

교육수준, 직종, 소득수준 3개 차원을 다루는 경우에도, 일부 연구는 3개 차원을 종합해 상층, 중산층, 하층 등의 계층으로 나누기도 하고(이용마, 2014), 1개 혹은 2-3개 차원을 투입해 사회계층을 대리하는 개별 지표로 사용하기도 했다. 최근 심리학계 연구의 사회계층 측정 동향을 분석한 변상우(2018)에 따르면, 객관적 사회계층 측정 지표로 가장 많이 사용된 것은 교육수준(학력)이고, 소득, 직업 순이었다. 그러나 상당수 연구는 사회경제적 지위나 계층을 분석할 때, (본인과 부모)학력, 소득, (본인과 부모의) 직업 세 가지 차원을 모두 사용했다.

4. 선행연구 검토

먼저, 복지태도를 본 연구의 이론적 틀인 ‘상황인식’ 차원과 ‘정책인식’ 차원으로 구분해 선행연구들을 검토했다. 상황인식 관련 문항은 거의 사용되지 않았고, 대부분의 연구에서 정책인식 관련 문항들로 복지태도를 측정했음을 확인했다. 주로 ‘평등 및 소득격차 축소 지향성’7), ‘국가의 복지 책임성’8), ‘공공복지 지출 확대 지지’9), 증세10), 복지대상 원칙11) 등에 대한 태도로 측정했다. 측정방법 역시 다양했다. 주로 여러 개의 문항 응답값을 합산하거나 평균값을 사용하거나12), 단일문항 응답값을 사용했다13). 일부 연구들은 잠재변수화 해 사용하기도 했고14), 요인분석 점수를 사용하기도 했다15).

다음으로 다수의 선행연구들은 교육이나 직업 혹은 고용지위, 소득을 사회계층에 대한 이론적 논의 없이 사회경제적 지위(SES) 차원에서 개별 투입했다. 물론 계층 혹은 계급의 의미를 명확하게 사용하여 계층의 대리변수로서 직종을 투입하거나(김영순, 여유진, 2011), 소득을 객관적 계층 지표로 투입한 연구(이상은, 김희찬, 2019), 직종과 소득을 함께 투입한 연구(여유진, 김영순, 2015), 교육, 소득, 주거를 사회계층으로 사용한 연구(안상훈, 2020) 등도 일부 있었다.

한편, 다수의 선행연구에서 교육수준, 소득수준, 주거지위 등 객관적 사회경제적 지위와 주관적 계층의식 간에 모종의 인과관계가 존재한다는 것이 입증됐다(김병조, 2000; 송한나, 이명진, 최샛별, 2013; 송유진, 2015 등). 그런데 복지태도 연구에서 주관적 계층인식을 계층변수로 포함한 연구는 안상훈(2020), 주은선, 백정미(2007)의 연구 정도에 불과하다. 이는 데이터의 한계 때문인데, 다수의 선행연구들이 분석자료로 이용한 한국복지패널조사 자료에는 주관적 계층인식 문항이 포함되지 않았기 때문이다.16)

국내 선행연구들은 다양한 방식으로 객관적 사회계층을 측정했다. 사회계층 변인을 복지태도 설명요인으로 투입한 연구들은 주로 직업 지위(직종 또는 종사상 지위)와 소득 지위로 사회계층을 측정했다. 김영순, 여유진(2011; 2015)은 계급/계층 변인을 직종으로 측정했는데, 종사상 지위, 교육, 소득을 통제변수로 투입했다. 김희자(2013)는 교육, 직업(직종, 종사상지위), 소득을 계층을 측정했다. 다만 각 변인을 개별적으로 투입해 복지태도에 대한 영향력을 확인했다. 안상훈(2020)은 교육, 소득, 주거지위로 사회계층을 측정했다. 이 연구에서는 이론적으로 사회계층의 변수들로 가장 확실하게 확인되고 있는 교육, 소득, 직업의 세 차원을 모두 다루되, 이론적으로 또 경험적으로 확인을 거친 중요한 지표 항목으로 거론되는 주거지위(안상훈, 2020; Rex & Moore, 1967)도 포함하고자 한다.

국내 선행연구들은 대부분 회귀분석을 사용했다. 투입한 변수 중, 통계적으로 유의미한 것으로 나타난 변수들 중심으로 분석결과를 확인한 결과, 개별 연구마다 사이하게 나타나 일반화된 한국인의 복지태도 영향요인을 확인할 수 없었다. 이는 복지태도 개념 측정방법의 상이함, 분석자료와 시기의 상이함 등 다양한 이유가 존재할 수 있다. 선행연구 검토를 통해, 한국인의 복지태도의 양상과 균열구조를 분석하기 위한 다양한 노력이 복지태도 연구의 활성화에 기여했음을 분명하게 확인했다. 하지만 동시에 이론적으로 체계화된 복지태도 개념 구성과 일반화된 한국인의 복지태도 모형 구성에는 한계적이었음을 확인했다.

Ⅲ. 연구방법

1. 분석자료

한국인의 복지태도 균열구조가 형성, 변화되는 과정을 분석하기 위해, 본 연구에서는 「한국복지패널」 복지인식 자료17)를 활용했다. 한국복지패널은 2006년부터 조사되었으나, 복지인식 부가조사는 2007년부터 3년 주기로 시행되었고, 현재까지 총 5회 조사되었다. 본 연구에서는 5개년도 조사 원자료를 사용했고, 다집단 분석(multi-group analysis)에는 2007년과 2019년 조사 자료를 사용했다. 분석대상은 가구주, 가구주의 배우자만 포함했다18). 2007년(2차) 1,674명, 2010년(5차) 2,118명, 2013년(8차) 3,577명, 2016년(11차) 3,094명, 2019년(14차) 1,639명이다. 한국복지패널은 저소득층 가구를 과대 표집해(표본가구의 50%) 자료를 수집했기 때문에, 이를 조정하기 위해 개인 횡단면 표준가중치를 적용했다. 기술분석에는 가중치를 적용했고, 구조모형 분석에는 가중치를 적용하지 않았다19).

2. 분석방법

선행연구들은 대부분 회귀분석을 실시해 개별 변인의 영향력을 확인했다. 결정 변인들을 한 평면에 배치하는 방식의 회귀분석은 이론적으로 상관성이 높거나 경로가 예상되는 변수들이 다중공선성 문제를 일으켜 개별 변인들의 영향력을 통제적으로 검증하는 데 한계적이다(안상훈, 2020, pp.70-71).24)

따라서 본 연구에서는 먼저, 2007년, 2010년, 2013년, 2016년, 2019년 5개 연도 자료를 활용해 경로 분석(path analysis)을 실시했다. 기존 실증 연구들이 독립변수 간에 존재하는 경로를 사상시킨 한계를 넘어서, 독립변수 간에 존재하는 선후 관계를 모형에 반영해 직접 효과뿐만 아니라 매개변수를 통한 간접효과를 확인할 수 있을 것이다. 이때 동일한 분석모형을 각 차수 자료에 적용하여 경로 분석을 수행하고, 그에 따라 모형적합도와 경로계수값의 유의도를 살펴보는 간접적인 비교를 통해, 2007년 이후 최근까지 한국 복지태도의 균열이 어떻게 달라지고 있는지 살펴보고자 했다.

다음으로, 간접적 비교분석의 결과를 토대로 최종 모형을 재구성하고, 2007년과 2019년 자료에 대한 다집단 분석(multi-group analysis)을 실시했다. 2007년과 2019년은 패널 자료의 특성상 차수별 표본이 독립적이지 않을 가능성이 있기는 하지만, 표본 누락(attrition) 및 신규표본 추가 등에 의해 상이성이 증가해 다집단 분석(multi-group analysis)을 실시할 수 있다고 판단했다.

다집단 경로분석은 다음과 같은 순서로 이루어진다. 첫째, 모든 경로가 집단 간에 동일하게 적용될 수 있는지 형태동일성(configural invariance)을 검증한다. 둘째, 형태동일성이 확인되면 등가성 제약(cross-group equality constraints) 검증을 실시하는데, 모형에 포함된 회귀계수들이 같은 값을 지닌다는 제약을 가한 후 경로별로 집단 간 차이가 존재하는지를 검증하는 절차이다(Byrne, 2001). 이는 각 집단의 경로계수 사이에 유의미한 차이가 있는지 없는지를 확인하는 것으로, 모형 속 경로계수에 등가성 제약을 준 모형과 제약을 주지 않은 기저모형(base-line or default model)을 비교한다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 등가성 제약이 들어간 모형과 기저모형 간 카이제곱의 차이(Δχ2)를 확인하여 양자가 통계적으로 유의미하게 차이를 보이는지 확인하게 된다. 모형 간 차이가 통계적으로 유의하면, 모수에 대한 집단 간 차이가 있는 것이며 그 경로계수값은 등가성을 확보하지 못하는 것으로 결론 짓는다(안상훈, 2020, pp.76-77).

3. 분석변수 및 모형

분석에 투입된 종속변수와 독립변수의 정의와 측정은 <표 2>에 요약적으로 제시하였다.

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표 2.
변수의 정의와 측정
변수 변수 정의 변수 측정
종속변수 복지 태도 상황인식 - 소득, 재산 불평등 정도에 대한 평가점수 매우 평등(1) - 매우 불평등(7)
정책인식 - 사회복지 확대를 위한 증세 동의/반대 정도 매우 동의(1) - 매우 반대(5)
독립변수(사회계층) 교육지위 학교를 어디까지 마쳤는지 묻는 문항을 토대로 서열화한 점수 무학(1) 초졸(2) 중졸(3) 고졸(4) 2・3년제 대졸(6) 4년제 대졸(6) 대학원 이상(7)
소득지위 가구원 수로 균등화한 연간 가구 경상소득 금액20) ____만원
고용지위 주된 경제활동 참여상태 문항을 토대로 근로 여부, 고용 불안정성 여부, 일의 자율성 등을 고려해 서열화한 점수21) 비경활(1) 불안정 근로지위22) (2) 상용 근로 지위(3) 고용주, 자영업자(4)
주거지위 주택의 점유 형태 문항 이용, 주거안정성 고려, 서열화한 점수 월세, 기타(1) 보증부 월세(2) 전세(3) 자가(4)
통제변수 성별 성별 남성(0) 여성(1)
연령 한국 기준 나이 출생연도 – 해당연도 + 1
거주지역 거주지역 문항을 토대로 행정구역 수준, 지역 규모 고려해 서열화한 점수 서울(1) 광역시(2) 시(3) 군, 도농복합(4)
복지급여 수혜 가구의 공적 이전급여 수준 총 이전급여의 자연로그값23)
복지서비스 경험 가구의 복지서비스 경험 수준 이용한 복지서비스 횟수 합산

본 연구의 분석모형은 [그림 1]과 같다. 이는 경로분석 모형이고, 2007년, 2010년, 2013년, 2016년, 2019년 5개년도의 자료에 분석모형을 적용할 것이다.

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그림 1.
분석모형
hswr-41-1-42-f001.tif

Ⅳ. 분석결과

1. 기초분석

분석 결과 제시에 앞서, 패널 차수별 응답자의 인구학적 특성을 분석했다. 경로 분석에서는 성별을 제외하고 서열 변수화하여 투입했으나, 하위 범주별 빈도와 비율을 <표 3>과 같이 제시하여 분석에 포함된 응답자의 구체적 특성을 확인하고자 하였다.

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표 3.
연도별 인구학적 특성별 응답자
(단위 : 명, %)
2019년 2016년 2013년 2010년 2007년
빈도 비율 빈도 비율 빈도 비율 빈도 비율 빈도 비율
성별 남성 757 47.9 1,355 45.5 1,582 46.9 1,049 49.3 819 48.8
여성 825 52.1 1,624 54.5 1,791 53.1 1,079 50.7 861 51.2
거주지역 서울 300 19.0 557 18.7 662 19.6 323 15.2 348 20.7
광역시 371 23.4 707 23.8 814 24.1 606 28.5 398 23.7
804 50.8 1,464 49.1 1,610 47.7 969 45.5 786 46.8
군, 도농복합 107 6.8 250 8.4 287 8.5 230 10.8 148 8.8
교육지위 무학 28 1.8 161 5.4 204 6.0 144 6.7 113 6.7
초졸 108 6.8 316 10.6 364 10.8 275 12.9 223 13.2
중졸 127 8.0 312 10.5 371 11.0 247 11.6 210 12.5
고졸 550 34.7 951 31.9 1,097 32.5 784 36.8 634 37.7
2, 3년제 대졸 249 15.7 387 13.0 388 11.5 208 9.8 123 7.3
4년제 대졸 440 27.8 752 25.2 835 24.7 400 18.8 330 19.7
대학원 80 5.1 100 3.4 115 3.4 72 3.4 47 2.8
주거지위 자가 1,000 63.2 1,865 62.6 2,063 61.2 1,212 56.9 935 55.6
전세 259 16.4 427 14.3 577 17.1 449 21.1 320 19.1
보증부월세 239 15.1 423 14.2 500 14.8 281 13.2 262 15.6
월세, 기타 85 5.4 264 8.9 232 6.9 187 8.8 163 9.7
고용지위 자영자, 고용주 208 13.2 392 13.2 458 13.6 339 15.9 232 13.8
상용근로 607 38.4 902 30.3 994 29.5 555 26.1 545 32.5
불안정근로 371 23.5 710 23.8 897 26.6 522 24.5 334 19.9
비경활 396 25.0 975 32.7 1.025 30.4 712 33.4 569 33.9

다음으로, 본 연구의 종속변수인 복지 태도는 어떻게 변화했는지 살펴보았다. 우리 사회의 소득, 재산 분배의 평등/불평등수준에 대해 어떻게 평가하고 있는지 보면, 모든 연도에서 5점대의 점수를 보여 ‘약간 불평등하다’고 평가하고 있는 것으로 나타났다. 그런데 2007년 평균 5.41점에서 점차 감소해 2016년에는 5.03점, 2019는 5.04점이었다. 이는 불평등수준에 대한 평가 태도가 ‘대체로 불평등’에서 ‘약간 불평등’ 하다고 여기는 방향으로 이동하고 있음을 보여준다. 사회복지 확대를 위해 증세를 지지하는지에 대한 평가는 평균 3점 내외의 값을 보인다. 3점은 찬성도 반대도 아닌 중립적 태도이다. 2007년 평균 2.99점이었던 이 값은 2010년 2.87점, 2013년 2.82점으로 ‘찬성’ 방향으로 이동했으나, 2016년 3.04점으로 ‘반대’ 방향으로, 2019년 3.0점으로 다시 ‘중립’ 방향으로 이동했다.

2. 차수별 경로분석 간접비교

2007년부터 2019년까지 5개 차수의 패널 자료에 대해 <그림 1>에 제시한 경로모형을 적용해 분석하였다. <표 5>는 ‘불평등수준 평가’, <표 6>은 ‘복지 확대를 위한 증세 지지’를 종속변수로 한 경로분석 결과를 제시하였다.

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표 4.
연도별 응답자의 인구학적 특성과 복지태도
(단위 : 세, 만원, 개)
연도 변수명 평균 표준편차 최소값 최대값 왜도 첨도
2019년 연령 51.3 11.1 21.0 80.0 0.2 -0.5
공적이전 급여액 원자료 518.5 1,147.2 0.0 16,456 5.1 37.9
로그전환 3.4 3.2 0.0 9.7 0.0 -1.7
복지서비스 수 2.3 2.8 0.0 20.0 1.6 2.9
균등화 경상소득 3,706.1 1,427.6 -227.0 10,000 0.2 0.1
복지태도 상황인식 5.04 1.21 1.00 7.00 0.48 0.07
정책인식 3.00 0.93 1.00 5.00 0.03 -0.92
2016년 연령 53.8 13.6 25.0 98.0 0.4 -0.5
공적이전 급여액 원자료 541.0 939.5 0.0 11,520 4.8 38.4
로그전환 3.9 3.1 0.0 9.3 -0.3 -1.6
복지서비스 수 2.4 2.6 0.0 18.0 1.7 4.6
균등화 경상소득 3,079.5 1,491.2 -2,810.0 10,000 0.3 -0.1
복지태도 상황인식 5.03 1.22 1.00 7.00 -0.49 0.20
정책인식 3.04 0.92 1.00 5.00 -0.01 -0.80
2013년 연령 52.2 13.5 23.0 95.0 0.4 -0.5
공적이전 급여액 원자료 374.2 764.1 0.0 7,920.0 4.6 29.9
로그전환 3.4 3.0 0.0 9.0 -0.1 -1.7
복지서비스 수 2.1 2.5 0.0 17.0 1.7 3.6
균등화 경상소득 2,813.9 1,427.8 -1,023.1 7,254.0 0.4 -0.3
복지태도 상황인식 5.26 1.22 1.00 7.00 -0.63 0.54
정책인식 2.82 0.92 1.00 5.00 0.27 -0.89
2010년 연령 51.2 13.3 22.0 92.0 0.5 -0.4
공적이전 급여액 원자료 262.2 619.3 0.0 7,088.0 6.0 50.5
로그전환 3.0 2.9 0.0 8.9 0.1 -1.7
복지서비스 수 1.6 2.2 0.0 17.0 1.9 5.0
균등화 경상소득 2,317.0 1,310.4 -5,262.3 10,000 0.3 2.4
복지태도 상황인식 5.27 1.24 1.00 7.00 -0.75 0.66
정책인식 2.87 0.92 1.00 5.00 0.14 -0.97
2007년 연령 48.8 13.3 21.0 92.0 0.5 -0.3
공적이전 급여액 원자료 165.3 419.4 0.0 4,000 4.8 27.3
로그전환 2.4 2.7 0.0 8.3 0.4 -1.4
복지서비스 수25) 0.6 1.7 0.0 20.0 5.7 47.3
균등화 경상소득 2,017.1 1,201.2 -1,619.6 8,870.0 0.9 1.7
복지태도 상황인식 5.41 1.30 1.00 7.00 -0.73 0.47
정책인식 2.99 0.95 1.00 5.00 0.12 -1.01
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표 5.
연도별 표준화계수 및 유의도 비교 - 종속변수: 복지태도(불평등수준 평가)
경로 2019 2016 2013 2010 2007
계수 p 계수 p 계수 p 계수 p 계수 p
교육지위 → 고용지위 .194 *** .196 *** .176 *** .147 *** .136 ***
고용지위 → 소득지위 .251 *** .184 *** .173 *** .157 *** .146 ***
주거지위 → 복지태도 -.041 -.015 -.017 -.003 -.017
소득지위 → 복지태도 -.066 * -.029 -.045 * -.006 .002
교육지위 → 복지태도 -.050 .040 -.045 -.050 -.079 *
고용지위 → 복지태도 .024 .005 -.022 -.027 -.019
성별 → 복지태도 -.032 -.006 -.041 * -.032 -.062 *
연령 → 복지태도 -.031 -.069 ** -.075 ** -.039 -.036
거주지역 → 복지태도 -.061 * -.052 ** -.056 ** -.020 -.080 **
복지급여 → 복지태도 -.025 -.015 .025 -.027 .011
서비스경험 → 복지태도 -.003 -.009 .018 .048 -.022
χ2 57.902 595.619 487.504 279.386 177.645
df 11 11 11 11 11
p .000 .000 .000 .000 .000
RMSEA .051 .131 .110 .107 .095
NFI .981 .913 .934 .938 .943
CFI .985 .914 .935 .939 .946
TLI .938 .568 .676 .697 .777

* 주 : **p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05

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표 6.
연도별 표준화계수 및 유의도 비교 - 종속변수: 정책인식(복지증세 지지)
경로 2019 2016 2013 2010 2007
계수 p 계수 p 계수 p 계수 p 계수 p
교육지위 → 고용지위 .194 *** .196 *** .176 *** .147 *** .136 ***
고용지위 → 소득지위 .251 *** .184 *** .173 *** .157 *** .146 ***
주거지위 → 복지태도 .074 ** .017 .046 ** .052 * .034
소득지위 → 복지태도 -.078 * -.032 -.064 ** -.035 .049
교육지위 → 복지태도 -.091 ** -.113 *** -.001 -.038 -.119 ***
고용지위 → 복지태도 .010 .056 ** .025 -.018 -.032
성별 → 복지태도 .040 .097 *** .102 *** .054 * .021
연령 → 복지태도 -.034 -.039 -.055 * -.136 *** -.067 *
거주지역 → 복지태도 .040 .025 .031 .004 .030
복지급여 → 복지태도 .036 -.019 -.036 .005 -.068 *
서비스경험 → 복지태도 -.060 -.084 *** -.053 ** -.048 -.086 **
χ2 57.902 595.619 487.534 279.386 177.645
df 11 11 11 11 11
p .000 .000 .000 .000 .000
RMSEA .051 .131 .110 .107 .095
NFI .982 .913 .935 .938 .943
CFI .985 .914 .936 .940 .946
TLI .938 .571 .678 .699 .730

* 주: ***p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05

* 주: 모형적합도의 판단 기준은 RMSEA <.03 excellent fit <.06 good fit(Hu & Bentler, 1999); NFI, CFI, TLI >.95 very good fit >.90 acceptable fit (Bentler, 1990; Hu & Bentler, 1999; Tucker & Lewis, 1973; Klein, 2011; Lee et al, 2018)

우선, 모형적합도를 살펴보면 2개의 복지태도 모형 모두 가장 최근 자료인 2019년만 모형적합도가 수용 가능한 수준인 것으로 나타났다. 모형적합도란 연구자가 설정한 이론적 모형이 실제 자료와 얼마나 부합되는지 평가하는 것으로서, 모형적합도가 수용 가능하지 않다는 것은 설정된 독립변수와 종속변수 간에 관련성이 높지 않음을 의미한다. 따라서 2019년 이전 차수들의 경우, 아직 복지태도의 균열구조가 제대로 형성되지 못한 것으로 해석이 가능하다. 기존 연구에서 다루어진 다양한 변수 중, 본 연구에서 독립변수로 투입한 사회계층 관련 변수들만 그 영향력이 상대적으로 안정적인 것으로 나타났다. 모형적합도가 확실히 높은 2019년 결과를 살펴보면, 사회계층 변수들 사이의 경로가 분명한 영향력을 보인다. 소득을 중요한 매개 변인으로 하여(교육지위 → 고용지위 → 소득지위) 최종적으로 복지태도에 이르는 것으로 나타났다. 즉, 교육수준이 높을수록 고용지위가 안정적이고 소득수준이 높고, 이는 우리 사회가 평등하다는 평가, 사회복지 확대를 위해 증세가 필요하다는 태도로 이어지는 것으로 나타났다.

사회계층 변수들의 직접 효과는 우리 사회의 불평등성에 대한 상황인식보다는, 사회복지 확대를 위해 증세를 해야 한다는 보다 적극적인 정책인식에서 더 가시적인 것으로 나타났다. 불평등수준에 대한 평가에는 소득지위만 유의미한 영향을 미쳤으나, 증세에 대한 태도에는 소득지위, 교육지위, 주거지위가 유의미한 영향을 미쳤다. 그러나 고용지위는 두 복지태도 모두에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 이는 불평등에 대한 평가나 증세에 대한 태도 등의 복지인식이 개인의 고용지위보다는 가구의 소득수준이나 교육수준에 더 영향을 받기 때문일 수 있다. 또한 우리 사회의 고용지위가 별도의 유의한 영향을 보이지 않는 것은, 고용지위가 지나치게 교육 의존적이거나, 소득지위로 직결되기 때문일 수도 있다. 이에 대해서는 후속 연구를 통해 심층 확인이 필요하다.

한편 성별, 연령, 거주지역, 복지급여액, 복지서비스 경험 관련 변수들은 차수별로 영향력이 달라 일관성을 보이지 않았다. 특히, 모형적합도가 수용 가능한 2019년의 경우, 불평등수준 평가 태도에 대해 거주지역 변수가 유의미한 것을 제외하고는 모든 변수의 영향력이 유의미하지 않았다. 기존 연구들에서 유의미한 것으로 확인되었던 주요한 비계급적 균열변수인 성, 연령 등과, 기존 연구에서 유의미한 것으로 확인되었던 복지급여액, 복지서비스 경험 관련 변수들이 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 점에 대해서 후속 연구를 통해 확인이 필요하다. 다만 거주지역의 도시화 정도가 클수록, 우리 사회가 불평등하다고 인식하는 것으로 나타났다.

3. 다집단 분석(muliti-group analysis)

앞서 차수별 경로분석 비교분석 결과를 통해, 교육지위 → 고용지위 → 소득지위 → 복지태도의 경로를 확인하였다. 이를 최종 모형으로 재구성하고, 2007년, 2019년 자료에 대한 다집단 분석을 실시하였다.

가. 불평등수준 평가 모형 분석결과

먼저, 종속변수를 불평등수준 평가로 한 모형의 모형적합도를 검토한 결과, 2007년과 2019년 두 집단의 형태 동일성을 확인하였다. 적합도 측면에서는 등가성 제약모형도 수용 가능한 것으로 나타났다. 하지만 <표 8>에 제시된 바와 같이, 개별/전체 경로 등가성을 제약한 모형과 기저모형을 비교할 경우, χ2 변화량을 보면 소득지위에서 복지태도에 이르는 경로 외의 모든 경로가 등가성을 확보하지 못하는 것으로 나타났다. 교육지위 → 고용지위, 고용지위 → 소득지위 경로의 형태는 동일하지만, 2007년과 2019년 사이에 영향력의 크기가 통계적 차이를 보이는 것으로 나타났다. 소득지위 →복지태도 경로는 무의미하다는 면에서 등가성을 확보했다. 계층 변수 간 영향력은 구조적 의미는 있으나, 계층 변수에서 복지태도에 이르는 경로는 의미가 없다고 결론 내릴 수 있다.

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표 7.
모형적합도(종속변수: 불평등수준 평가)
χ2 자유도 p RMSEA NFI CFI TLI
형태동일성모형 2.550 4 .636 .000 .998 1.000 1.000
등가성제약모형 44.967 7 .000 .040 .964 .970 .948

*주: 모형적합도의 판단 기준은 RMSEA <.03 excellent fit <.06 good fit(Hu & Bentler, 1999); NFI, CFI, TLI >.95 very good fit >.90 acceptable fit (Bentler, 1990; Hu & Bentler, 1999; Tucker & Lewis, 1973; Klein, 2011; Lee et al, 2018)

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표 8.
기저모형과 경로별 추정계수 등가성 제약모형 간 차이 비교(종속변수: 불평등수준 평가)
등가성제약을 가한 경로 자유도 변화량 χ2 변화량 TLI변화량
p1: 교육지위 → 고용지위 1 5.398* .009
p2: 고용지위 → 소득지위 1 35.642*** .067
p3: 소득지위 → 복지태도 1 1.377 .001
모든 경로 동일성 제약 3 42.417*** .055

*주: **p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05

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표 9.
표준화 경로계수(종속변수: 불평등수준 평가)
경로 표준화 계수
p1: 교육지위 → 고용지위 .128***(.205***)
p2: 고용지위 → 소득지위 .145***(.253***)
p3: 소득지위 → 복지태도 -.009

*주: **p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05

나. 복지 증세 지지 모형 분석결과

다음으로 종속변수를 복지 증세 지지로 한 모형의 모형적합도를 검토한 결과, <표 10>에 제시된 바와 같이 2007년과 2019년 두 집단의 형태 동일성을 확인하였다. 하지만 등가성 미확보(TLI = .850으로 적합도 수용불가)로, 모든 경로계수는 2007년과 2019년에서 다른 값을 가진다.

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표 10.
모형적합도(종속변수: 복지증세 지지)
χ2 자유도 p RMSEA NFI CFI TLI
형태동일성모형 21.016 4 .000 .036 .984 .987 .933
등가성제약모형 73.496 7 .000 .054 .943 .948 .850

*주: 모형적합도의 판단 기준은 RMSEA <.03 excellent fit <.06 good fit(Hu & Bentler, 1999); NFI, CFI, TLI >.95 very good fit >.90 acceptable fit (Bentler, 1990; Hu & Bentler, 1999; Tucker & Lewis, 1973; Klein, 2011; Lee et al, 2018)

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표 11.
기저모형과 경로별 추정계수 등가성 제약모형 간 차이 비교(종속변수: 복지증세 지지)
등가성제약을 가한 경로 자유도 변화량 χ2 변화량 TLI변화량
p1: 교육지위 → 고용지위 1 5.398* .000
p2: 고용지위 → 소득지위 1 35.642*** .096
p3: 소득지위 → 복지태도 1 11.440*** .019
모든 경로 동일성 제약 3 52.480*** .083

*주: **p < 0.001 ** p < 0.01 * p<0.05

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표 12.
표준화 경로계수 (종속변수 : 복지증세 지지)
경로 표준화 계수
p1: 교육지위 → 고용지위 .128***(.205***)
p2: 고용지위 → 소득지위 .145***(.253***)
p3: 소득지위 → 복지태도 .040(-.086***)

*주: **p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05

흥미로운 사실은, 앞서 살펴본 불평등수준 평가를 종속변수로 한 모형에서는 2007년과 2019년 모두 계층 변수가 복지태도에 영향력이 없다는 면에서 일부 등가성을 확보했다. 하지만 복지증세 지지를 종속변수로 한 모형의 경우, 2007년에는 영향력이 없다가(.040) 2019년에 영향력이 발생하는(-.086) 것으로 나타났다. 한국에서 복지정치가 활성화되고, 실질적인 복지국가의 확대가 이루어진 2007년부터 2019년까지의 시간적 간극을 비교한 결과, 계층 변수에 기반한 복지태도의 형성이 최근에 와서야 이루어지기 시작한 것으로 나타났다. 다른 통제변수들에 비해 상대적으로 안정적인 영향력을 보이는 계층 변수 역시, 간결한 모형으로 비교한 결과 2019년에 와서야 영향력이 가시화되었다.

Ⅴ. 결론

이 연구의 목적은 지난 12년간 복지 확대를 경험해온 한국 사회의 복지태도 균열 양상과 변화를 확인하려는 것이다. 선행연구들과 비교해 이 연구는 다음과 같은 차별점을 갖는다. 첫째, 종속변수인 ‘복지태도’를 태도에 관한 사회심리학적, 정치・사회학적 논의를 바탕으로 이론적 체계화와 재정의를 시도했다. 둘째, 주로 횡단적으로 이루어졌던 기존 연구들과 달리, 정치적 의사결정에 유의미한 영향을 미치는 것으로 알려진 사회계층 변인을 중심에 둔 동일한 모형으로 한국 복지국가의 성장기 인식변화 구조를 비교했다.

한국복지패널 복지인식조사 모든 차수 자료를 분석한 결과를 요약하면, 다음과 같다. 첫째, 한국 복지정치의 태도균열은 계층 변인에 따라 움직이기 시작하고 있으나, 그 수준은 맹아적인 상태임을 확인했다. 특히 사회계층에 따른 균열은 우리 사회의 불평등성에 대한 상황인식보다는, 사회복지 확대를 위해 증세를 해야 한다는 보다 적극적인 정책인식에서 최근 더 가시적으로 나타나고 있음을 확인했다. 둘째, 전체적으로 사회계층 변수인 교육지위, 고용지위, 소득지위 간의 경로가 유효한 것으로 나타났다. 이는 사회계층 변인들을 한꺼번에 분석에 투입해온 기존 분석모형에 대한 재검토가 필요함을 입증했다.

셋째, 불평등수준에 대한 상황인식에는 소득지위만 유의미한 영향을 미친 데 반해, 증세에 대한 태도에는 소득지위, 교육지위, 주거지위가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 고용지위는 두 복지태도 모두에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 자신의 고용지위보다는, 교육수준 혹은 배우자나 가족에 의한 소득수준에 의해 복지태도가 더 영향받음을 시사한다. 기존 연구에서 거의 주목하지 않거나 연구대상에서 제외되었던, 직접 유급노동에 참여하지 않는 ’비경제활동참가인구’의 복지태도에 대해서는 후속연구에서 심층적으로 살펴볼 필요가 있을 것이다. 넷째, 성, 연령 등 주요한 비계급적 균열로 논의되었던 변수들이 차수별로 영향력이 다르게 나타나 비일관성을 보였고, 기존 연구에서 유의미한 것으로 확인되었던 복지급여액, 복지서비스 경험 관련 변수들이 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

요컨대 본 연구는 복지정치의 미시적 기반인 복지태도의 변화와 균열 양상을 실증적으로 확인하고자 했다. 전반적으로 분석 결과는 한국인의 복지태도에는 체계적이고 뚜렷한 균열구조가 가시화되고 있지 않음을 보여주었다. 이는 한국인의 복지태도 자체가 아직 안정적이지 않기 때문으로 보이며, 조사 자료의 한계에 기인한 문제일 가능성도 배제할 수는 없다.

추가로 이 연구는 복지태도 관련 연구에서 그동안 거의 다뤄지지 않았던 ‘상황인식’에 대한 관심을 촉구했고, 세부 이슈에 따라 복지태도가 달라질 수 있다는 사실에 주목할 필요가 있음을 제안했다. 즉, 복지태도를 어떤 문항으로, 어떻게 측정해낼 것인가에 대해 신중한 접근이 필요하다는 것이다. Häusermann과 Kriesi(2015)는 1980년대까지 재분배와 사회보험에 대한 선호는 복지 관대성에 대한 태도에서 합산 가능한 것으로 여겨졌으나, 긴축의 시대에 노동시장 내부자를 위한 사회보험은 외부자와 저임금 근로자에 대한 욕구기반 급여와 경쟁할 수밖에 없게 되면서 사회보험과 재분배, 사회투자에 대한 복지태도의 분화가 일어나고 있음을 지적한 바 있다.

이 연구는 이상의 학술적 기여와 차별성에도 불구하고, 다음과 같은 한계점을 갖는다. 첫째, 한국복지패널 부가조사에 포함된 다양한 복지태도 변인들을 충분히 포함하지 못했다. 동일 모형으로 시점 간 비교를 실시하고자 가장 일반적인 2개 변수에만 집중했기 때문이다. 따라서 다른 복지태도 변인들에 대한 추후 연구가 필요하다. 둘째, 이 연구에서는 소득지위, 교육지위, 주거지위, 고용지위 변수를 서열변수로 설정해 계층집단 내부의 차이를 충분히 규명하지 못했다. 이는 활용가능한 자료에 의거하여 주관적 계층지위 변인을 포함하여 이루어질 후속 연구를 통해 보완될 필요가 있을 것이다. 셋째, 향후 복지태도에 관한 이론분석에 기반한 복지태도 지표 구조화 및 척도화 작업이 필요하며, 이 연구는 그 초기 작업으로써 의미를 갖는다.

Notes

1)

복지태도가 종교, 이데올로기처럼 기본적이고 보편적인 가치관과는 달리, 상황과 이슈에 의존적인 ‘상황적 가치관’이기 때문에 본질적으로 안정적일 수 없다는 견해(조남경, 2013)에 주목하고자 한다.

2)

감정적 요소는 대상에 대한 긍정적 혹은 부정적인 느낌이나 감정을 의미한다. 감정은 찬성과 반대, 혹은 좋거나 나쁜 질의 속성에 대한 평가와는 구분된다. 행동적 요소는 대상을 향한 행동과 반응을 의미한다. 인지적 요소는 대상에 대한 신념을 의미한다.

3)

이는 과거나 현재뿐만 아니라 미래에 대해서도 가능하다. ‘우리나라는 앞으로 불평등이 더욱 심화될 것이다’와 같은 미래 상황에 대한 인식과 전망은 기대(expectations)와 같은 표현이다.

4)

특히 Esping-Andersen(1990)이 말하는 복지국가 체제별 특성은 복지 지위의 균열과 맞닿아 있다. 자유주의 체제에서는 선별복지로 인해 수급자-납세자 균열이 가장 두드러지고, 보수주의 체제에서는 노동시장 내부자-외부자 간의 균열이 가장 핵심적이라고 설명된다. 사민주의 체제에서는 공공부문과 시장 간의 균열이 두드러진다.

5)

사회계급(social class)과 사회계층(social stratification)은 엄밀한 의미에서 같은 개념은 아니다. 계급의식은 생산수단의 소유관계 및 생산수단의 권력관계 등에 기반하는 구조적 관점에서, 자본주의 체제의 주요 계급 주체들이 보유하게 되는 주관적 의식 성향을 지칭한다. 사회계층의식은 사회구성원들이 주관적으로 자신의 사회경제적 지위를 인지・판단하는 것, 사회계층의 위계 속에서 자신의 위치를 자리매김하거나 특정 계층지위에 주관적인 일체감을 귀속시키는 것으로 정의할 수 있다(이병훈, 윤정향, 2006). 또 계급은 갈등 관계에 바탕을 두고 경제적 속성에 근거해 결정되며, 집단 간 경계가 명료하고 단절적이며 귀속의식이 강한 개념이다. 반면 계층은 경제적 차원뿐만 아니라 사회문화적, 정치적 권력의 차원까지 포괄하는 다차원적 개념이다. 연속적 집단이며, 심리적 귀속의식은 강하지 않고 지위 불일치를 경험할 수도 있다(변상우, 2018). 하지만 관련 분야의 연구들에서는 두 가지를 혼용하고 있다. 따라서 이 연구에서도 두 용어를 구분하기보다는 혼용하여 사용하되, 논의의 맥락에 따라 이론적 설명에서는 주로 계급으로, 실증적 접근과 관련해서는 사회적 계층으로 사용하고자 한다.

6)

사회경제적 지위는 개인의 권력, 위신 및 자원에 대한 통제 정도에 의해 계층구조 안에서 지정되는 개인의 위치를 의미한다. 쉽게 수량화될 수 있고, 수량화된 지표가 변화된다면 사회경제적 지위도 변경이 가능하다. 이러한 점에서 개인의 사회경제적 위치는 일시적이고 유동적인 것이다(Diener & Ali, 2009; Liu et al., 2004; 변상우, 2019, p.106에서 재인용).

16)

한국복지패널조사 자료를 이용한 본 연구도 이러한 문제로 인해 주관적 계층인식을 포함할 수 없었다. 추후 활용 가능한 다른 자료로 분석하여 보완해야 할 지점이다.

17)

한국복지패널 모든 차수 자료는 한국보건사회연구원 생명윤리위원회 승인을 받았고, IRB 번호는 한국복지패널 홈페이지 공지사항을 참조한다.

18)

복지인식 부가조사는 전체 가구원 중 일부를 대상으로 실시했다. 2007년과 2010년에는 가구주, 가구주의 배우자를 대상으로 실시했고, 2013년부터는 그 외 가구원까지 포함하였다. 본 연구에서는 분석의 일관성을 위해 가구주와 그 배우자만 분석대상에 포함했다.

19)

변수 간 관계를 고찰하는 경우에는 가중치의 적용 여부가 그다지 큰 문제로 작동하지 않는다. 기술분석이 아닌, 변수 간 관계성을 중심으로 분석한 선행연구들도 동일한 가정에서 출발했다(안상훈, 2009, p.176).

20)

연간 가구 경상소득이 1억을 초과하는 소수의 고소득자 사례(outlier)가 분포의 왜곡을 초래했다. 통상 정상분포의 조건을 만족시키기 위해서는 왜도 < 2, 첨도 < 7이어야 하는데(Hong et al., 2003) 모든 차수의 자료에서 이 조건을 충족시키지 못했다. 따라서 1억을 상한액으로 설정해 분포 왜곡을 해소하였다. 상한액 조정 후, 모든 차수의 자료에서 정상분포 조건이 충족됐다. 경상소득 상한을 1억으로 설정한 후, 가구원 수의 제곱근으로 나눠 균등화 처리했다.

21)

일반적으로 비경활은 연구대상에서 제외되는 경향이 있지만, '일반적인 복지인식 모형'을 보려는 이 연구의 취지에 맞지 않아 포함하였다. 또 선행연구에서 고용주와 자영자를 묶어 하나로 처리하고 있다는 점을 참고하였다.

22)

임시직, 일용직, 자활근로, 노인 일자리 참여자, 무급가족종사자, 실직자를 포함하였다.

23)

조사된 모든 공적이전급여액을 합산했다. 변수의 분포가 정상분포 조건을 충족하지 않고, 소수의 이상점을 찾아내기 어려워, 자연로그값으로 전환하였다. 자연로그 전환 시, 0보다 큰 값을 가져야 하기 때문에, 1을 더해 전환했다.

24)

복지태도를 종속변수로 한 선행연구에서 통계적 유의성을 확보하는 변수가 연구마다 차이를 보이는 것은, 일정 부분 방법론적 한계에 기인할 수도 있다.

25)

복지서비스 수 변수는 2007년 자료 분석에서는, 왜도와 첨도 각각 2, 7보다 큰 수치를 보여 정상분포 조건을 충족하지 못했다. 정상분포 조건을 충족하는 자연로그값으로 전환하고자 했으나, 2010년 이후 조사자료 분석에서는 문제가 없어 다른 차수와의 통일성을 위해 그대로 두었다.

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Acknowledgement

본 연구는 제13회 한국복지패널 학술대회에서 발표한 자료를 토대로 수정, 보완한 것이며, 2018년 대한민국 교육부와 한국연구재단의 지원을 받아 수행되었습니다 (NRF-2018S1A5A2A01037707). 심사과정에서 유익한 의견을 주신 익명의 심사위원들께 진심으로 감사드립니다.