1. 청년의 개념 및 정의

청년 1인가구를 논하기 위해서는 본 연구에서 지칭하는 청년 1인가구는 누구인지 구체적으로 정의할 필요가 있다. 선행연구에서는 청년의 연령을 규정할 때 절대적 연령뿐만 아니라 해당 사회에서 어떠한 사회경제적 위치에 있는가도 중요하다고 보았다(이현배. 1989). 즉, 청년의 연령은 사회별이나 시대별로 달라질 수 있으며 청년의 연령을 결정하는 기준으로 사회경제적 지위를 고려해야 한다는 뜻으로 해석할 수 있다. 또한 김홍중(2015)은 청년을 20대에서 30대 중반으로 정의하고, 최종 학력기관을 졸업한 이후 상당기간을 비정규직 혹은 잉여로 지낸다는 점과 결혼과 출산을 선택으로 여기거나 포기한 점을 이들의 특징으로 보았다.

한국 법에서는 법이 제정된 시기에 따라 청년의 연령을 다르게 정의해왔다. 2004년 제정된 「청년고용촉진 특별법 시행령」(2004년 6월 29일 제정)에서는 청년을 15~29세로 정의했다. 2010년 이후부터는 청년 문제가 다각도로 확장되어 인식되면서 지자체의 청년조례 등에서 청년의 연령을 확대해 34세나 39세까지를 청년으로 분류하는 예도 있었다(노혜진, 2018). 2020년 제정된 「청년기본법」(2020년 2월 4일 제정)은 청년을 19~34세로 정의했다. 2004년에 비해 청년시기의 시작과 끝이 동시에 늦춰진 결과이다.

2021년 현재 중앙정부가 운영하는 주요 청년정책은 법령보다 넓은 범위를 청년으로 인정하고 있다. 청년추가고용장려금 지원사업이나 청년창업기업 세금 면제 사업은 15~34세, 청년희망키움통장과 청년내일채움공제는 15~39세를 각각 정책 대상자로 정한다. 법령과 마찬가지로 청년에 해당하지 않았던 30대가 새롭게 청년으로 편입되어 청년정책 대상자가 되었지만 만 15세부터 청년이라는 기준은 유지했다. 또한, 정책별로 정책 대상자 연령은 달랐으며 통일된 기준을 가지고 있지 않았다.

이러한 흐름은 청년 1인가구를 주요 분석 대상으로 삼은 기존 연구에서도 발견할 수 있다. 선행연구에서는 청년의 연령 기준을 좁게는 20~34세로 정의하거나(조하은, 김의준, 2018) 만 19세를 추가해 19~34세로 보았다(강시온 외, 2019). 또, 넓게는 20~39세까지를 모두 청년으로 정의하기도 했다(노혜진, 2018; 임유나 외, 2019). 법령이나 정책과 마찬가지로 30대를 청년연구의 모집단으로 포함했으나 그 기준은 각기 달랐다.

본 연구에서는 청년의 연령 기준에 관한 법령, 정책, 선행연구를 종합하여, 청년 1인가구를 가구원수가 1인이며 혼인상태 질문에 미혼으로 응답한 만 18~34세 청년으로 정의한다. 가장 최근에 청년을 만 19~34세로 정의한 법령인 「청년기본법」(2020년 2월 4일 제정)을 따르되, 빠른년생과 실습 등으로 1인가구가 증가하는 18세를 추가한 결과이다. 또한, 청년 1인가구를 향한 정책적 관심사는 주로 청년의 비혼과 결혼 지연이기 때문에 기혼자를 분석 대상에서 제외했다(고원식, 김대일, 2019; 임유나 외, 2019).

2. 청년의 사회경제적 문제

한국에서 청년 관련 사회경제적 지위 문제는 주로 실업, 배제, 빈곤, 니트(Not in Education, Employment or Training, NEET) 등을 중심으로 논의되어 왔다. 축적된 논의에 따르면 고졸 이하의 저학력 청년은 상대적으로 실업률이 높고, 취업 후에도 저숙련, 저임금, 비정규직 문제를 경험한다(금재호. 2007). 한국의 청년층이 사회경제적 지위 획득에 필수적 관문으로 볼 수 있는 노동시장 진입 과정에서 사회적 배제를 경험하고 있으며, 이러한 현상이 계속해서 심화되고 있음을 지적하는 연구도 있다(박수명, 2013). Burchardt et al.(1999)은 지리적으로 해당 사회에 거주하지만, 비자발적 요인에 의해 사회구성원들이 일반적으로 하는 활동에 참여하고 싶어도 참여할 수 없는 경우를 ‘사회적 배제’로 정의했다. 한국의 청년실업 문제에 적용한다면 청년층의 실업, 지체되는 노동시장 진입 등은 사회적 배제에 의한 결과로 볼 수 있다(박수명, 2013).

또한, 한국의 청년빈곤은 독립 여부와 결혼과 같은 생애주기 사건에 따라 그 위험도의 차이가 크다는 보고도 있다. 일반적으로 청년의 독립은 빈곤위험을 크게 증가시키며, 혼인은 빈곤 위험을 감소시킨다. 한국청년의 경우 독립으로 인한 빈곤 페널티가 높고, 기혼자의 경우 빈곤 위험이 상당히 낮았다. 연구진은 그 이유에 대해 혼인이행이 빈곤위험에 따라 좌우된 결과로 해석하고 있다(김수정, 2020). 이 같은 논의는 본 연구가 청년 1인가구를 논의의 대상으로 상정한다는 점에서 중요한 함의를 제공한다. 청년 1인가구는 가족으로부터의 독립을 실행했으며, 대부분 미혼이기 때문에 위 연구에서 지적한 바대로 빈곤 위험이 가장 높은 집단이기 때문이다.

또 다른 청년의 사회경제적 문제는 니트의 출현 및 확장을 들 수 있다. 니트는 정규교육을 받지 않고 있으면서, 일하지 않고, 직업훈련에도 참여하지 않는 청년을 말한다(Maguire & Thompson, 2007). OECD 국가의 청년 니트를 국가별로 비교한 연구에 따르면, 학력에 따른 임금의 차이가 클수록 니트로의 유입이 증가했고 실업률의 증가와 경제성장률의 저하, 평균 교육 연수 증가의 경우에도 니트의 규모가 커지는 것으로 나타났다(최용환, 2015). 이는 청년 니트의 출현과 확대가 사회적 요인에 따른 결과이며, 그 결과 청년층 내부에 사회경제적 지위의 차이를 유발하고 공고히 한다는 점을 보여준다.

3. 청년 1인가구의 사회경제적 이질성 측정

청년 1인가구의 사회경제적 지위를 측정하기 위한 변수 선택 측면에서, 선행연구는 일반적으로 소득, 교육, 직업 등 객관적으로 측정 가능한 변수를 활용했다(이진숙, 이윤석, 2014; 호정화, 2014; 박경숙, 김미선, 2016; 최홍철 외, 2016; 이현정, 김모윤, 2019). 반면, 주관적 계층인식이나 소득만족도처럼 주관적 변수를 사회경제적 지위 측정에 포함하는 연구(권혁철, 김형용, 2017; 송한나 외, 2013)들도 있었다. 종속변수가 주관적 인식을 측정한 변수일 경우 독립변수로 활용된 변수 중 주관적 변수가 객관적 변수보다 설명력이 더 높았다는 점은(황선재, 계봉오, 2018), 본 연구에서 사용하는 종속변수가 복지 영역 선호라는 개인의 인식을 측정한 주관적 변수라는 점에서 중요하다.

사회경제적 지위를 측정하기 위한 변수를 선택하는 과정에는 측정 대상자가 누구인지 고려하는 것도 필요하다. 주택소유 여부(김민지, 임재영, 2017)는 청년 1인가구의 자가거주비율이 10% 내외(장임숙, 2020)로 낮아 사용하기 어렵다. 또한, 직업지위(장상수, 2016) 역시 청년 1인가구의 평균 연령이 만 26세이기 때문에 직업지위 분화가 공고히 되지 않아 적절하지 않다고 보인다. 반면, 종사상지위는(이현정, 김모윤, 2019) 상용근로자와 임시, 일용근로자를 구분할 수 있고 무직과 자영업자 등으로 세분되어 사회경제적 지위의 차이를 반영할 수 있어 적합해 보인다.

또한, 청소년은 부모의 사회경제적 지위에 따라 ‘꿈’의 크기가 다르며 상층 청소년들은 꿈을 상향 조정하지만 중하층 청소년들은 자발적으로 하향 조정했다는 연구 결과는(김수정 외, 2020) 본 연구에서도 의미를 가질 수 있다. 청소년이 미래에 달성하고 싶은 꿈의 크기를 사회경제적 지위에 따라 조정한다면 청년 역시 유사한 기제를 통해 자신의 미래를 ‘조정’해 예측할 가능성이 크다. 그리고 조정된 미래예측이 곧 지위를 나타내는 표식일 수 있다. 따라서 본 연구에서는 미래의 지위에 관한 예측이 곧 지위를 나타내는 표식이라는 점을 반영해 ‘미래지위’로 명명하고, 미래지위를 사회경제적 지위 중 한 차원으로 상정한다. 미래지위를 측정하기 위해 본 연구에서는 계층이동성과 내년가구재정예측 변수를 선택했다. 이왕원 외(2016)는 세대 내 계층이동성은 개인의 노력으로 사회경제적 지위를 성취할 가능성을 의미한다고 정의하고, 청년세대에서 ‘취업준비’ 시기에 상향이동의식이 집중적으로 ‘조정’된다고 보았다(이왕원 외, 2016). 이러한 패턴은 계층이동성 의식이 사회경제적 지위로 인해 차별적으로 조정될 가능성을 시사한다는 점에서 중요하다. 또한, 내년 가구재정 예측 변수는 미래의 지위를 예측한다는 점에서 본 연구에서 정의한 미래지위의 조건에 부합했다.3)

상기의 논의를 종합하여 본 연구에서는 청년 1인가구의 사회경제적 지위를 1) 객관지위(소득, 교육, 노동), 2) 주관지위(주관적 계층인식, 소득만족도) 그리고 3) 미래지위(계층이동성, 내년가구재정예측)로 분류하여 측정하였다.

4. 사회경제적 지위와 복지 영역 선호

행복한 삶을 뜻하는 복지(福祉)는 빈민구제정책에서 출발해 점차 그 영역을 확대해왔으며 현대국가의 주요 과제로 부상했다. 그러나 국가가 개개인의 삶의 수준을 높이고 책임지기 위해서는 사회경제적 지위에 따른 차별적 지원이 필연적으로 수반된다. 사회경제적 지위가 높은 경우 국가로부터 받는 지원의 필요성이 떨어지며 그 효과 역시 적다. 게다가 국가는 국민의 복지를 실현하기 위해 국민으로부터 차등적인 세금을 징수한다. 세금을 더 납부할수록 받을 수 있는 복지혜택은 적어지는 구조로 인해 사회경제적 지위가 개인의 복지정책에 관한 인식 결정에 주요 요인으로 작용하고 있음을 유추해 볼 수 있다.

그러나 사회경제적 지위에 따라 선호하는 복지정책은 무엇인지에 대한 논의는 부족해 보인다. 특히, 복지정책을 보다 세분해 고용이나 소득, 주거, 문화 등 정책 영역별로 나누고, 여러 복지 영역에 대한 사회경제적 지위별 선호도의 차이를 다루는 연구는 더 드물게 존재한다. 본 연구는 복지 영역별 선호도에 주목하고 있으나 관련 연구가 드물어 복지태도 연구를 참고했다. 복지태도 관련 선행연구를 정리해보면 복지태도는 소득, 교육 등 사회경제적 지위변수에 의해 일정 부분 설명될 수 있을 것으로 기대된다(이성균, 2002: 김영순, 여유진, 2011: 김희자, 2013; 여유진, 김영순, 2015; 홍경준, 김사현, 2018; 이민호, 2021). 또한, 청년세대가 능력주의에 기반한 소득격차를 옹호해 복지태도에 세대별 차이가 존재한다는 점에서(조남경, 2017), 본 연구가 청년층의 복지 인식을 들여다보는 역할을 할 수 있을 것으로 기대된다. 본 연구의 종속변수인 복지 영역별 선호도 역시 복지태도와 비슷한 변수들로부터 영향을 받을 가능성이 있다.

앞서 언급했던 변미리 외(2008)의 연구에서도 1인가구를 연령대와 사회경제적 지위로 유형화해 정책수요의 차이를 논의했다. 예를 들어 산업예비군 청년을 위한 정책으로는 고용복지 확대를, 빈곤한 실버세대에게는 소득과 정서적 지원정책을, 4~50대의 불안한 독신자에게는 가족 재구성 지원을, 그리고 3~40대의 골드세대에게는 주거공급을 제시했다. 이 연구는 1인가구를 연령 및 지위별로 유형화해 복지정책 수요가 다르다는 점을 지적하는 데는 공헌했지만, 1인가구가 원하는 복지정책을 실증적으로 분석하지는 않았다는 점에서는 한계가 있다. 본 연구는 이러한 논의를 토대로 청년 1인가구의 사회경제적 지위변수와 복지 영역 선호 변수 간 관계를 실증적으로 분석한다.

1. 분석 자료 및 대상

본 연구는 통계청이 매년 조사해 발표하는 ‘사회조사’ 다년도 자료(2015년, 2017년, 2019년) 중 일부를 사용한다. 사회조사는 국민의 전반적인 사회적 관심사와 주관적 의식 수준과 변화를 파악해 정책개발에 기초자료로 활용하기 위해 전국에서 표본으로 선정된 약 27,000여 가구와 해당 가구에 거주하는 만 13세 이상 가구원 개인을 대상으로 실시하는 설문조사이다. 본 연구에서는 핵심변수로 사용되는 소득, 계층, 복지 관련 변수가 모두 포함된 홀수년도 자료(복지･사회참여･문화와여가･소득과소비･노동)를 사용한다. 특히 사회조사는 한 해에 조사하는 개인 표본수가 35,000개 이상으로 많아 청년 1인가구에 해당하는 표본을 확보하기에 용이하고 복지 영역별 선호 변수를 포함하고 있어 본 연구에 적합하다.

본 연구의 모집단은 한국에 거주하는 청년 1인가구이다. 구체적으로는 앞서 논의한 바와 같이 가구원수가 1인이며 혼인상태 질문에 미혼으로 응답한 만 18세~34세 청년이다. <표 1>은 본 연구에서 사용한 자료의 연도별 전체 사례 수와 분석 사례 수를 보여준다. 먼저 3개년 자료의 전체 사례 수는 113,075명이다. 이 중 청년 1인가구가 아닌 사례와 무응답 사례 등을 제외했으며 최종 분석에서 활용한 사례는 2,565명이다.

2. 변수 및 측정

본 연구는 청년 1인가구의 사회경제적 이질성을 논의하기 위해 이들을 사회경제적 지위로 유형화한다. 이후 지위 유형에 따라 복지 영역별 선호도에 차이가 존재하는지 분석하기 위해 복지 영역별 선호를 종속변수로 하고 지위 유형을 주요 독립변수로 한 회귀분석을 시도한다. 앞서 논의한 바와 같이 청년 1인가구의 사회경제적 지위 유형 분류를 위해서는 객관지위, 주관지위, 미래지위 등 3개 차원의 7개 변수를 활용하였다. 객관지위는 소득, 학력, 종사상 지위 등 객관적으로 측정 가능한 지위변수를 말하며, 주관지위는 응답자의 주관적 인식을 측정한 지위변수, 그리고 미래지위는 미래에 대한 예측이나 가능성을 다루는 변수를 포함했다. 각 변수는 높은 지위를 보유할수록 고점을 부여하여 유형분류에 사용했다. <표 2>는 본 연구에서 사용한 변수들의 정의와 측정 방법을 보여준다.

우선 종속변수인 복지 영역 선호 변수는 고용, 소득, 주거, 안전, 보건의료･건강관리, 보육 및 교육, 문화･여가, 기타 등 8개 항목을 보기로 제시해, 1~3순위를 기재하는 방식으로 측정하였다.4) 본 연구에서는 무응답이 많은 3순위를 분석에서 제외하였고,5) 1~2순위를 모두 기재하지 않거나, 기타로 표기한 응답자는 분석에서 제외했다. 1순위는 2점, 2순위는 1점, 1~2순위에 들어가지 않는 복지 영역은 0점을 부여했다.

사회경제적 지위를 측정하기 위해 3개 차원의 7개 변수를 사용했다. 우선 ‘객관지위’ 차원의 소득지위는 청년 1인가구의 특징을 고려해 100만 원 이하~400만 원 이상으로 재분류해 1~5점을 부여했다. 교육지위 변수는 최종학교로 측정하고 4년제 대학 졸업장이 부여하는 자격과 지위를 반영하기 위해 대학생과 대졸자를 구분해 고졸 이하, 전문대, 4년제 대학 재학 또는 중퇴, 4년제 대졸, 대학원으로 재분류하고 1~5로 코딩했다. 자영업자와 상용근로자는 비교적 노동지위가 높은 것으로 간주해 1로 코딩하고, 비경제활동인구와 임시･일용근로자는 0으로 코딩했다. 다음으로 ‘주관지위’ 차원의 소득만족도는 매우 불만족~매우 만족을 1~5로 코딩했다. 주관적 계층의식 변수는 하하, 하상, 중하, 중상, 상하, 상상으로 측정한 것을 하하, 하상, 중하, 중상, 상으로 재분류해 1~5로 코딩했다. 그리고 ‘미래지위’ 차원의 경우, 내년 가구재정 예측 변수는 매우 나빠질 것, 약간 나빠질 것, 변화 없을 것, 약간 좋아질 것, 매우 좋아질 것을 각각 1~5점으로 부여했고, 계층이동 가능성 변수는 매우 낮다, 비교적 낮다, 비교적 높다, 매우 높다를 1~4로 코딩하고, 모르겠다로 응답한 표본은 결측치로 분류해 분석에서 제외했다.

마지막으로 사회경제적 지위 유형과 복지 영역 선호 간의 관계를 파악하는 데 영향을 미칠 것으로 예상하는 인구사회학적 요인인 성, 연령, 거주지역을 분석에 포함했다. 이 중 거주지역은 사회경제적 지위의 차이를 반영하기 위해 수도권과 비수도권으로 구분했다.

3. 분석 전략

본 연구는 청년 1인가구의 사회경제적 지위를 유형화하고 지위 유형별 선호하는 복지 영역에 차이가 있는지 경험적 분석을 시도하기 위해, 계층적 군집분석, K-평균 군집분석, 회귀분석 등을 활용하여 총 4단계로 분석을 진행하였다. 우선 분석에 활용한 청년 1인가구 전체 집단의 기술통계를 제시하여 청년 1인가구의 사회경제적 지위 현황과 인구사회학적 특성, 그리고 이들이 선호하는 복지 영역을 각각 논의하였다. 다음으로 군집분석을 통해 청년 1인가구를 사회경제적 지위로 유형화한 뒤, 분류된 지위 유형별 사회경제적 지위를 비교 서술하였다. 이후에는 인구사회학적 변수와 지위 유형 변수의 관계, 지위 유형 변수와 복지 영역 선호 변수 간 관계를 분석하기 위해 해당 변수들 간의 교차분석을 수행하였다. 마지막으로 교차분석에서 나타난 지위 유형별 복지 영역 선호의 차이가 인구사회학적 변수를 포함한 주요 교란변수들을 통제한 후에도 유효한지 검증하기 위해, 복지 영역 선호를 종속변수로 하고 지위 유형을 주요 독립변수로 한 선형회귀분석을 실시하였다.

1. 기술통계: 청년 1인가구의 특성

<표 3>은 본 연구의 분석 대상인 만 18~34세의 미혼 1인가구 거주자의 복지 영역 선호와 사회경제적 지위, 인구사회학적 변수를 포함한 주요 변수를 조사 연도별로 제시하고 있다.

먼저, 청년 1인가구에 선호하는 복지 영역을 물어 1순위에 2점을 부여하고 2순위에 1점, 1~2순위에 들지 못한 영역에는 0점을 부여한 결과, 고용, 주거, 소득 영역의 선호도가 보건, 안전, 문화, 보육 영역에 비해 높았다. 고용 영역은 청년 1인가구가 가장 선호하는 복지 영역이었는데, 이는 청년층의 사회적 배제를 낳는 주요인으로 실업과 불안정한 고용을 지목한 이성균의 논의와 일치한다(이성균, 2009). 청년실업이 만연하고 노동시장의 이중구조 문제가 심화하면서 청년 1인가구는 고용복지정책의 확대를 요구하고 있는 것으로 보인다. 다음으로, 열악한 주거환경과 과도한 주거비 부담으로 대표되는 청년 1인가구의 주거 문제가 청년 1인가구로 하여금 주거복지 확대를 요구하도록 만들었다고 사료된다(박미선, 2017). 조사시점에 따라서도 주거복지, 소득복지, 보육복지 선호도에 차이가 나타났다.6)

다음으로 청년 1인가구의 사회경제적 지위를 측정한 결과를 보면, 객관지위 차원의 월평균 소득은 2.3이었다. 소득은 100만 원 단위로 측정했기 때문에 이를 각 범주의 중간값으로 단순계산해 만원 단위로 환산하면 약 180만 원이다. 청년 1인가구의 교육지위 평균은 2.9였으며 이는 4년제 대학생에 해당하는 수준이다. 또한, 상용근로자나 자영업자로 응답해 노동지위를 확보한 것으로 분류된 청년 1인가구는 전체의 54% 정도로 나타났다. 청년 1인가구의 주관지위를 측정한 결과 소득만족도는 2.6으로 보통(3) 수준에도 미치지 못하는 것으로 나타났다. 주관적 계층의식 역시 2.8로 청년 1인가구는 자신의 계층을 중하층(3) 정도로 인식하고 있었다. 미래지위 차원을 보면 청년 1인가구의 내년 가구재정 예측은 3.3으로 변화 없을 것(3)보다 높아 가까운 미래에 가구재정이 개선될 것으로 예측하는 청년 1인가구가 그렇지 않은 경우보다 다소 많았다. 또한, 이들은 한국사회의 계층이동성을 물은 결과 평균 2.1로 나타나 비교적 낮다(2)고 평가하고 있었다.

청년 1인가구의 성별은 남성이 61.5%, 여성이 38.5%로 나타나 남성이 더 많았다. 본 연구에서 청년으로 분류하고 있는 연령대는 조사 당시 18~34세이며 이들의 출생연도는 1980~2001년생이다. 해당 연령대에서는 남성 인구가 여성인구보다 많고 미혼 인구 역시 남성이 많으며 1인가구로의 독립이 남성에게서 더 많은 취업과 연계되어 있다는 점이 작용한 것으로 판단된다. 조사 연도별 성비를 보면 여성 비율은 2015년과 2017년에 비해 2019년 표본에서 소폭 증가했다. 장래가구추계 자료에서도 20~34세 1인가구의 여성 비율은 2015년 42.0%, 2017년 42.6%, 2019년 43.7%로 지속해서 증가했다(통계청, 2019a).7)

청년 1인가구의 평균연령은 26.5세였으며,8) 2015년 26.9세, 2017년 26.5세, 2019년 26.2세로 최근 표본일수록 평균연령이 낮아졌다. 거주지역별로는 서울, 인천, 경기지역을 포함한 수도권 거주자가 전체의 50.7%, 비수도권 거주자는 49.3%였다. 최근 표본일수록 수도권 거주비율이 소폭 증가했다. 이상의 기술통계 결과를 종합해보면 청년 1인가구의 사회경제적 지위 및 인구사회학적 변수의 분포가 상당히 이질적임을 확인할 수 있었으며, 이는 청년 1인가구를 위한 정책을 도입하는 단계에서 청년 1인가구의 이질성을 반영할 필요성을 시사한다.

2. 교차분석: 청년 1인가구의 사회경제적 이질성

가. 청년 1인가구의 사회경제적 지위 유형 및 유형별 특성

본 항에서는 청년 1인가구의 사회경제적 이질성을 드러내기 위해 유사한 사회경제적 지위 패턴을 가진 표본을 묶어 유형화를 시도하고, 각 유형의 특성을 설명하기 위해 지위 유형과 주요 변수의 교차분선 결과를 제시한다. 청년 1인가구를 사회경제적 지위로 유형화해 분석하는 것은 기존 연구에서 청년 1인가구를 하나의 동질한 집단으로 상정하고 이들을 낮은 사회경제적 지위를 가진 집단이자 같은 복지정책의 대상으로 보는 시각에서 벗어나기 위함이다. 또한, 청년 1인가구의 절대적인 규모가 증가한 만큼 이들의 사회경제적 지위는 이질성이 크고, 지위 유형에 따라 원하는 복지정책이 다를 것으로 보았기 때문이다.

먼저 사회경제적 지위를 유형화하기 위해 선행연구를 참고해 계층적 군집분석 방법을 통해 적절한 군집의 수를 구하고, K-평균 군집분석으로 분류를 시도했다(이순미, 2018). 계층적 군집분석(위계적 군집분석)은 가장 유사한 개체(표본)들을 결합하면서 단계적으로 군집을 형성하는 방법이며(안태후 외, 2015), 이 중 와드 최소분산법(Ward Method)은 여러 계층적 군집분석 방법 중 가장 보편적으로 사용되고 있으며, 각 개체를 결합하는 단계에서 잔차제곱합의 증가분이 최소화되도록 병합하는 방법이다. 와드 최소분산법은 데이터가 특수한 형태를 가진 경우가 아니라면 안정적인 군집 결과를 나타내는 것으로 알려져 있다(Ward, 1963; 안태후 외, 2015). 분석 결과는 덴드로그램(Dendrogram; 계통수) 형태로 나타나며, 더 유사한 개체일수록 낮은 높이에서 결합되는 성질을 가져 전체 표본의 군집 특성을 유추해 볼 수 있다. 소득지위, 교육지위, 노동지위, 소득만족도, 주관적 계층의식, 내년 가구재정 예측, 계층이동 가능성 변수 등 7개 변수를 이용해 계층적 군집분석을 수행한 결과 다음과 같은 덴드로그램이 도출되었다. 분석에는 유클라디안 거리(L2)를 사용했다.

계층적 군집분석 결과(그림 1) 5개 유형이 존재할 것으로 보고 K-평균 군집분석에 군집 수를 5로 정했다.9) K-평균 군집분석은 초기 군집 중심값(무작위 값)을 지정하고 개체들을 각 군집 중심값 중 가장 가까운 값에 할당해 초기 군집을 형성한다. 이후, 각 군집의 중심값을 다시 산출해 개체들을 재할당하는 과정을 반복한다. 재할당에 의한 변화가 적어져 군집이 안정되면 재할당 과정을 중지해 최종군집으로 확정한다. K-평균 군집분석은 개체수가 100개 이상으로 많은 경우에 유리하며 모든 개체를 군집에 할당한다는 특징이 있다(안태후 외, 2015).

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그림 1.

응답자(청년 1인가구) 계층적 군집분석 결과

<표 4>는 최종군집 수를 5개로 정해 K-평균 군집분석을 수행한 결과를 보여준다. 분석 결과, 청년 1인가구의 사회경제적 지위 유형을 ‘성취형’, ‘불안형’, ‘정착형’, ‘소외형’, ‘희망형’ 등의 5개 유형으로 분류할 수 있었다.

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표 4.

청년 1인가구의 지위 유형별 구성비율과 지위 특성

유형		성취형	불안형	정착형	소외형	희망형
구성비율(%)		18.3	19.5	20.1	20.2	21.9
객관지위	소득지위	3.7	2.5	2.9	1.6	1.2
	교육지위	4.0	4.2	1.5	2.1	3.0
	노동지위	0.88	0.73	0.85	0.28	0.03
주관지위	소득만족도	3.4	2.2	2.8	2.0	2.7
	주관적 계층의식	3.6	2.5	2.9	1.6	3.5
미래지위	내년 가구재정 예측	3.7	3.1	3.4	3.0	3.4
	계층이동 가능성	2.5	1.8	2.2	1.7	2.5

먼저 ‘성취형’은 유형 분류에 사용한 7개 지위변수 모두에서 일관적으로 높은 지위를 가지고 있는 유형이다. 이들은 자신의 사회경제적 지위에 어느 정도 만족하고 안착한 것으로 보고 성취형으로 명명했다. 성취형의 평균 소득수준은 300만원대(3.7)로 높고, 대졸자 중심(4.0)이다. 또한, 이들의 88%가 상용근로자 혹은 자영업자로 구성되어 있다. 성취형은 자신의 소득에 대해 보통 혹은 약간 만족스러워 하며(3.4) 자신을 중층으로 인식(3.6)하고 있었다. 또한, 내년 가구재정에 대해 변화 없거나 약간 좋아질 것(3.7)으로 예측하며 한국사회의 계층이동 가능성에 대해서는 높다는 응답과 낮다는 응답이 비슷(2.5)했다. 성취형은 안정적인 소득과 직업을 가지고 있어 노동시장 이중구조10) 중 주로 1차 노동시장에 진입한 노동자들로 보인다. 성취형은 전체 청년 1인가구 중 18.3%였다.

두 번째 지위 유형은 ‘불안형’이다. 불안형은 가장 높은 교육지위를 가지고 있는 집단이지만 소득지위는 성취형이나 정착형보다 뒤처지는 유형이다. 이들은 주관지위와 미래지위가 비교적 낮았는데 높은 교육수준에 비해 낮은 소득으로 자신의 지위에 대한 불안감을 가지고 있을 것으로 보고 불안형으로 명명했다. 불안형의 월평균 소득은 100만 원대~200만 원대이며(2.5), 교육수준은 대졸자를 중심으로 한 고학력 그룹(4.2)이다. 이들의 72.5%는 노동지위를 확보한 것으로 분류되었으며, 27.5%는 노동지위가 낮았다. 불안형의 소득만족도는 약간 불만족에 가까웠으며(2.2), 자신을 중하층이나 하상층 정도로 인식(2.5)하고 있었다. 또한, 내년가구재정 예측은 개선의견과 악화의견이 대립했다(3.1). 이들은 한국사회의 계층이동성이 비교적 낮다고 응답했다(1.8). 불안형은 최저임금에 가까운 자신의 소득에 만족하지 못하고 있으며 특히 한국사회의 계층이동성을 부정하는 유형이다. 이들은 임금 수준과 노동지위를 고려할 때, 비정규직이나 중소기업 노동자가 중심인 유형으로 보인다. 청년 1인가구 중 불안형은 19.5%였다.

세 번째 지위 유형은 ‘정착형’으로 이들의 특징은 낮은 교육지위에 비해 높은 소득을 가진 집단이라는 점이었다. 학력이 소득에 미치는 영향이 큰 한국 사회에서 낮은 교육수준으로 비교적 높은 소득지위를 가져 현재에 정착하고 있다고 보고 정착형으로 명명했다. 정착형은 평균적으로 200만 원대의 소득이 있다고 응답(2.9)했으며 교육수준을 보면 고졸 이하와 초대졸 그룹으로 구성(1.5)되어 있다. 이들 중 노동지위를 확보한 비율은 85.2%로 성취형 다음으로 높았다. 정착형은 자신의 소득에 대해 보통이라고 응답한 경우가 많았으나 불만족하다는 응답이 만족한다는 응답보다 다수(2.8)였다. 또한, 이들은 자신의 계층을 중하층으로 인식(2.9)하고 있었다. 정착형은 내년가구재정이 개선될 것으로 예측했으며(3.4) 계층이동성이 높다는 의견보다는 낮다는 의견이 다소 많았다(2.2). 정착형은 자신의 사회경제적 지위에 대해 성취형처럼 만족스러워하지는 않지만, 소외형처럼 불만스러워하지도 않으며 현재에 정착하면서 사는 것이다. 이들의 교육수준과 소득수준을 보면 제조업 종사자 중심의 블루칼라일 가능성이 높아 보인다. 이러한 특성을 보이는 정착형은 전체 청년 1인가구 중 20.1%이다.

네 번째 지위 유형은 ‘소외형’이다. 소외형은 모든 지위변수에서 낮은 값을 보이는 유형으로 특히 주관지위와 미래지위 차원의 변수에서 모두 최하위였다. 이들은 자신의 사회경제적 지위에 대해 소외와 배제의 감정을 느낄 것으로 보고 소외형으로 명명했다. 소외형은 100만 원 미만~100만 원대의 소득이 있다고 응답했고(1.6) 교육지위는 초대졸 수준의 저학력자가 중심인 그룹이었다. 이들 중 상용근로자이거나 자영업자는 27.9%였으며 72.1%는 일용직, 임시직, 무직이었다. 소외형은 소득에 대해 만족하지 못하고 있었으며(2.0) 자신의 계층을 물은 결과 대부분 하층으로 응답(1.6)했다. 또한, 내년 가구재정에 대해서는 긍정비율과 부정비율이 비슷해 다른 그룹과는 달리 변화 없을 것(3.0)이라는 예측이 지배적이었다. 이들은 한국사회의 계층이동성을 가장 부정하는(1.7) 유형이기도 했다. 소외형은 청년 1인가구 중에서도 사회경제적 지위가 가장 낮은 유형이다. 낮은 소득과 교육수준, 불안정한 노동으로 어려움을 겪고 있는 것으로 보이며 주관지위와 미래지위 모두 낮다. 소외형은 앞서 언급한 성취, 불안, 정착형과는 달리 특정 노동자 계층으로 분류하기 어렵다. 오히려 교육제도에서 중도탈락하고 노동시장으로 진입하지 못한 청년이 ‘사회적 배제’를 경험하고 있다는 이성균의 연구가 소외형 청년을 해석하는 데에 타당성이 있다(이성균, 2009). 전체 청년 1인가구 중 20.2%가 소외형으로 분류된다.

마지막 지위 유형은 ‘희망형’이다. 희망형은 낮은 객관지위에 비해 높은 주관지위와 미래지위를 보유한 유형이다. 이들은 낮은 소득과 노동지위를 가졌음에도 보다 나은 미래를 희망하고 있는 유형으로 보고 희망형으로 명명했다. 희망형은 5개 유형 중 가장 낮은 소득을 가진 유형으로 대부분 100만 원 미만(1.2)의 소득이 있다. 이들의 교육수준으로 볼 때 대부분 대학생일 것으로 보이며(3.0), 노동지위를 확보한 비율 역시 3.3%로 가장 낮다. 희망형은 소득만족도에 대해 보통이라는 의견이 지배적(2.7)이었으나, 불만족하다는 응답이 만족한다는 응답보다 많았다. 이들은 낮은 소득과 노동지위를 가졌음에도 자신을 중층으로 인식하고 있었다. 또한, 내년가구재정 예측(3.4)이나 계층이동 가능성(2.5)에 대해서도 모두 희망적인 의견을 가지고 있었다. 희망형은 낮은 소득지위와 노동지위를 보유했음에도 자신들의 계층을 중층이라고 응답했다는 것을 볼 때, 아직 자신들의 사회경제적 지위를 소득이나 직업으로 평가하지 않는 대학생 그룹으로 보인다. 희망형은 청년 1인가구 중 21.9%이다.

상기의 논의를 종합하면, 청년 1인가구는 사회경제적 조건에 따라 5개 유형으로 분류할 수 있었으며, 기존 연구에서 하나의 동질한 집단으로 상정되었던 것과는 달리 이들 간에는 유의미한 수준의 이질성이 존재했다. 특히, 소외형은 어떠한 지위도 확보하지 못한 상태라는 점과 연령대가 분산되어 있다는 점에서 정책적 지원이 시급한 것으로 보인다. 소외형으로 분류된 청년 1인가구 중 약 30%는 상용근로자지만 주관지위, 미래지위가 낮아 소외형으로 분류되었다. 이들은 주관지위와 미래지위를 포함한 다차원적 지위를 측정해 군집분석을 사용했기 때문에 상용직 노동자라는 특성을 가졌음에도 최하위 지위집단으로 분류할 수 있었다. 또 다른 측면에서 불안형은 기존 복지정책에서 저소득자로 분류되지 않아 소외되어왔을 것으로 추정되는데, 이들은 주관지위와 미래지위가 낮다는 점에서 새로운 복지수요자로 부상할 가능성이 있어 주목할 필요가 있다. 불안형은 90% 이상이 4년제 대학 졸업자이며 70% 이상이 이미 노동지위를 확보한 그룹이라는 점에서 성취형과 유사해보이나, 사회경제적 지위를 다차원적으로 측정하고 군집분석 방법으로 분류했기에 독립적인 유형으로 분류해 낼 수 있었다.

3. 회귀분석: 청년 1인가구의 사회경제적 지위 유형과 복지 영역 선호

본 절에서는 청년 1인가구의 사회경제적 지위 유형이 복지영역 선호에 미치는 영향을 논의하기 위해 수행한 회귀분석 결과를 <표 7>에 제시한다. 복지 영역별 선호점수를 종속변수로 사용했으며, 지위 유형을 주요 독립변수로 투입하고 성, 연령, 거주지역, 조사 연도 변수를 투입해 이들 변수의 영향을 통제하는 동시에 각 변수가 영역별 복지 선호에 미치는 영향을 함께 분석했다.11) 모든 회귀분석에서 지위 유형 변수는 더미변수의 형태로 투입했으며, 준거집단은 성취형이다.

먼저 종속변수가 고용복지 선호점수인 회귀분석 결과를 보면, 준거집단인 성취형에 비해 네 유형 모두 유의미한 차이를 보인다. 5개 유형 중 고용복지를 가장 선호하는 유형은 소외형으로, 이들의 사회경제적 지위가 모든 차원에서 낮았던 것을 고려할 때 청년 1인가구 중에서도 가장 지위가 낮은 그룹은 고용복지 확대를 다른 영역에 비해 우선순위에 두고 있는 것으로 보인다. 또한, 성별, 연령, 거주지역, 조사 연도 변수는 모두 고용복지 선호에 유의미한 영향을 미쳤다. 청년 1인가구에게 취업이 가지는 의미를 사회적 배제 관점에서 논한 이성균의 연구(이성균, 2009)에 빗대어 해석하면, 소외형은 사회적 배제를 겪고 있을 것으로 보이며 희망형은 미래에 사회적 배제를 겪지 않기 위해 정부에 고용복지 확대를 원하고 있는 것으로 보인다. 또한, 고용복지는 남성, 저연령층, 비수도권 거주자가 더 선호하고 있어 취업이 가지는 의미에 대한 성별 차이, 노동시장에서 저연령층이 겪고 있는 상대적 열위, 수도권과 비수도권의 노동시장 분절이 각각 반영되어 있다고 볼 수 있다.

다음으로 종속변수가 소득복지 선호점수인 회귀분석 결과에 따르면, 불안, 정착, 소외형은 성취형보다 소득복지 선호가 높았다. 소득복지 선호에 성별 차이는 없었으며 나이가 많을수록 소득복지 선호가 높았다. 또한, 수도권 거주 여부는 소득복지 선호에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 조사 연도에 따라 소득복지 선호에 차이가 있었는데 2015, 2017년 표본보다 2019년에 조사된 표본에서 소득복지 선호가 높게 나타났다. 선행연구에서 계층이동성에 대한 평가가 취업준비 기간에 집중적으로 하락한다고 지적한 점을 토대로 하면(이왕원 외, 2016), 불안형, 정착형, 소외형은 취업준비 기간을 거치면서 계층이동성을 낮게 평가해 소득복지 선호가 높다고 해석할 수 있다. 반대로 성취형은 높은 소득을 보유하고 있어 소득복지를 선호할 유인이 떨어지며, 평균연령이 22.8세인 희망형은 아직 취업준비 기간을 거치지 않아 계층이동성 높게 평가하고 소득복지 선호가 상대적으로 낮다는 해석이 가능하다.

주거복지 선호점수를 종속변수로 한 회귀분석에서는 다소 의외의 결과가 나타났다. 성취형과 불안형은 다른 유형에 비해 주거복지 확대를 더 원하고 있는 유형이었고 소외형과 희망형의 주거복지 선호는 통계적으로 유의미하게 낮았다. 이는 앞서 언급한 대로 주거복지에 관심이 많은 집단은 안정적인 일자리와 소득이 있는 청년 1인가구로, 취업 이후 더 나은 주거공간 확보를 원하고 있기 때문으로 보인다. 반면에 소외형과 희망형은 안정적인 일자리 확보를 하지 못한 유형이기 때문에 취업이라는 벽에 시선이 집중되어 있어 그다음 목표로 볼 수 있는 주거환경 개선은 다소 그 중요도가 떨어지는 것으로 해석할 수 있다. 주거복지 선호와 다른 독립변수 간 관계를 보면 성별에 따른 선호도의 차이는 발견되지 않았으나, 연령이 높을수록 주거복지 선호가 높았다. 또한, 수도권 거주 청년 1인가구의 주거복지 선호는 비수도권 청년 1인가구에 비해 높았다. 수도권 지역의 높은 부동산 가격이 주거복지 선호에 차이를 유발했다고 보인다. 특히, 불안형은 대부분 상용근로자로서 일하고 있지만, 소득수준은 100만~200만 원대로 적은 편이기 때문에 주거비 부담이 더욱 클 것으로 예상한다. 주거복지 선호는 조사시점에 따라서도 변동이 있었는데 2015년에 비해 2017년과 2019년에 주거복지 선호도가 높았다. 이 역시 주택 가격이 상승함에 따라 주택복지 선호가 높아진 결과로 보인다. 주거복지 선호점수를 종속변수로 한 회귀분석 결과는 2020~2021년 부동산 가격 상승으로 터져나온 청년층의 분노는 사회경제적 지위에 따라 달랐을 가능성을 시사한다. 미혼 청년 중에서도 수도권에 거주하는 30대 직장인이 해당 이슈에 더 높은 분노와 좌절을 경험했을 것이다.

안전 영역 선호의 회귀분석 결과를 보면 소외형의 선호도가 성취형보다 낮았다. 또한, 정착형은 안전복지에 관한 관심이 높았으나 성취형과 유의미한 차이가 존재하지는 않았다. 안전 영역은 성별에 따라 안전인식이나 관심에 차이를 보이는 대표적인 영역으로서 청년 1인가구 연구에서도 주요 주제로 다뤄져 왔다. 본 연구에서도 성별 차이를 관측할 수 있었다. 여성은 남성보다 안전복지 확대를 요구하는 목소리가 높았으며, 7개 복지 영역 중 성별 차이가 가장 명확하게 드러났다. 청년 1인가구는 성별에 따라 안전인식이 다르기 때문에(Jang & Kim, 2019), 안전복지 확대 요구에 성별 차이가 나타난 것으로 보인다.

보건복지 선호점수를 종속변수로 한 회귀분석 결과를 보면 성취형의 선호가 가장 높았으며 불안, 정착, 소외형의 선호는 성취형에 비해 낮았으나 희망형과는 유의미하지 않았다. 성, 연령, 조사 연도 변수 모두 보건복지 선호에 영향을 주지 못했는데, 수도권 거주 여부에 따라서는 차이가 존재했다. 수도권 거주자는 보건 및 건강서비스의 확대를 비수도권 거주자보다 더 선호했다.

다음으로 보육 영역 선호를 종속변수로 한 회귀분석 결과에서는 성취형의 선호가 다른 유형에 비해 높다는 분석 결과가 도출되었다. 정착형은 성취형과 대비해 가장 큰 차이로 보육복지에 대한 무관심을 드러냈다. 청년층을 대상으로 결혼과 출산 가치관을 논한 진미정과 연구진은 한국사회 기회의 공정성과 자신의 미래에 대한 전망이 긍정적일수록 결혼과 출산을 필수적으로 인식할 가능성이 높다는 연구 결과를 발표했다(진미정 외, 2019). 기회의 공정성과 미래에 대한 전망 변수는 본 연구에서 사용한 미래지위의 정의에 부합한다.12) 따라서 미래지위가 높은 성취형은 다른 유형에 비해 결혼과 출산을 필수적이라고 인식하고 있으며, 이로 인해 보육복지 선호도의 차이가 발생한 것이라 해석할 수 있다. 반면 성별, 연령, 거주지역은 보육복지 선호에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 청년 1인가구가 보육복지 확대를 원하는 이유는 개인 수준의 삶의 질 향상 차원보다는 미래에 일어날 사건인 결혼과 출산을 대비한 것으로 볼 수 있다. 이 지점에서 성취형과 다른 유형 간 보육복지 선호의식의 차이는 주목할 만하다. 결혼과 출산에 대한 관심도의 차이는 연령이나 성별, 거주지역 같은 인구사회학적 변수보다 이들의 사회경제적 지위에 의존적일 가능성이 나타났기 때문이다. 또한, 2015년보다 2017년과 2019년에 보육복지에 대한 선호가 유의미하게 낮아 차이가 있었다.

마지막으로 문화복지 선호점수를 종속변수로한 회귀분석에서는 청년 1인가구의 지위 유형별 문화복지 선호도의 차이가 드러나지 않았던 교차분석과는 달리, 지위 유형별 차이를 관측할 수 있었다. 성취형보다 소외형의 문화복지 선호가 낮았는데 성취형은 모든 차원의 지위를 확보한 유형으로써 문화생활을 ‘즐기기’ 위해 문화복지 확대를 선호하고 있는 것으로 보인다. 반대로 가장 낮은 사회경제적 지위를 가진 소외형은 문화복지를 ‘즐길’ 여유가 없다. 문화복지 선호에 성별 차이는 관측되지 않았으나, 연령이 낮을수록 문화복지 선호가 높았고 비수도권 거주자가 수도권 거주자보다 문화복지 확대를 요구하고 있었다. 비수도권에 거주하는 청년 1인가구는 수도권보다 문화여가를 즐길만한 인프라가 부족한 점에 대해 인식하고 복지로서의 문화여가 확대를 바라고 있는 것으로 보인다. 문화복지 선호도에서 조사 연도별 차이는 없었다.