청년 사회갈등 인식의 구조적 이질성: 서울·경상남도의 비교 분석
Structural Heterogeneity in Young Adults’ Perceptions of Social Conflict: A Comparative Analysis of Seoul and Gyeongsangnam-do
Yoon, JungYoon1
보건사회연구, Vol.46, No.2, pp.350-375, June 2026
https://doi.org/10.15709/hswr.2026.46.2.350
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 청년의 사회갈등 인식은 세대, 계층, 지역, 성별 등 다양한 갈등을 어떻게 바라보는지를 보여주는 중요한 지표이다. 그러나 기존 연구는 주로 청년 전체의 평균적 인식이나 일반적 영향요인에 초점을 두어, 지역에 따라 갈등 인식이 다르게 형성되는지를 충분히 설명하지 못하였다. 이에 본 연구는 서울과 경상남도 청년을 비교하여 지역 맥락에 따른 차이를 살펴보고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 정치관심, 소득불평등 인식, 사회신뢰는 두 지역 모두에서 사회갈등 인식에 영향을 미치지만, 그 크기와 방향은 지역에 따라 달랐다. 특히 기후변화 위험 인식은 서울에서는 갈등 인식을 낮추는 반면 경남에서는 높이는 방향으로 나타나, 동일한 요인이 지역 맥락에 따라 정반대로 작동할 수 있음이 확인되었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년의 사회갈등 인식을 줄이기 위해서는 모든 지역에 같은 방식의 정책을 적용하기보다, 지역별 특성을 고려한 맞춤형 접근이 필요하다. 서울에서는 갈등을 부추기는 정치·사회 담론을 건설적으로 전환할 수 있는 교육과 참여 기회가 중요하다. 경상남도에서는 사회신뢰를 높이고 청년 관계망을 강화하며, 산업 전환과 기후위기에 따른 불안을 줄이는 정책이 필요하다.
Abstract
This study used the 2024 Youth Life Survey to compare determinants of social conflict perception between youth in Seoul (N=1,927) and Gyeongsangnam-do (N=936), and to examine structural heterogeneity in how the same explanatory variables operate differently across regional contexts. Social conflict perception was measured as a composite index averaging five items on generational, class, regional, gender, and native-immigrant conflicts (Cronbach's α=0.842). We estimated region-specific regression models, conducted coefficient equality tests, and fitted region-by-key-variable interaction models, reporting average marginal effects (AME) and adjusted predictions. Results showed that political interest, perceived income inequality, and future risks of inequality and low fertility and population aging commonly increased perceived social conflict in both regions, while social trust served as a protective factor. However, significant regional differences emerged in the effects of political interest, social trust, household income, and perceived climate change risk. Political interest had a stronger amplifying effect in Seoul, while social trust had a stronger buffering effect in Gyeongsangnam-do. Notably, perceived climate change risk showed reversed directional effects: decreasing perceived social conflict in Seoul (-) but increasing it in Gyeongsangnam-do (+), confirming effect reversal based on regional context. These findings suggest that youth and social integration policies require differentiated approaches that consider regional contexts.
초록
본 연구는 2024년 「청년 삶 실태조사」를 활용하여 서울(1,927명)과 경상남도(936명) 청년의 사회갈등 인식의 결정요인을 비교하고, 동일한 설명변수가 지역 맥락에 따라 다르게 작동하는 구조적 이질성을 검증하였다. 사회갈등 인식은 세대·계층·지역·성별·내외국인 갈등 5개 문항의 평균 지수로 측정하였다(Cronbach’s α=0.842). 분석은 지역별 분리 회귀분석, 회귀계수 동일성 검정, 지역×핵심 변수 상호작용 모형과 지역별 평균한계효과(AME) 및 조정예측값 제시로 수행하였다. 분석 결과, 정치관심, 소득불평등 인식, 미래 불평등 및 저출생·고령화 위험 인식은 두 지역에서 공통적으로 사회갈등 인식을 유의하게 증가시켰고, 사회신뢰는 완화 요인으로 확인되었다. 그러나 정치관심, 사회신뢰, 가구소득, 기후변화 위험 인식은 지역 간 효과 차이가 유의했으며, 서울은 정치관심 효과가 더 크고 경남은 사회신뢰의 완화효과가 더 크게 나타났다. 특히 기후변화 위험 인식은 서울에서 사회갈등 인식을 낮추는 방향(-)으로, 경남에서는 높이는 방향(+)으로 나타나 지역 맥락에 따른 효과의 반전이 확인되었다. 이는 청년·사회통합 정책에서 지역 맥락을 고려한 차별화가 필요함을 시사한다.
Ⅰ. 서론
한국 사회에서 사회갈등은 개인 간 갈등을 넘어 세대, 계층, 지역, 성별, 내외국인 등 집단 간 대립으로 표출되며 갈등 의제의 복합화와 함께 사회통합의 핵심 과제로 부상해 왔다(박준, 정동재, 2018). 특히 최근에는 젠더갈등, 세대갈등 등 새로운 갈등 축이 확대되면서 갈등 구조가 다층적·다차원적으로 전개되고 있다는 진단이 제기된다(박준, 정동재, 2018). 이처럼 갈등이 다층화될수록 갈등의 ‘객관적 수준’ 자체만큼이나, 갈등을 ‘어떻게 인식하고 평가하는가’가 사회통합의 취약성을 파악하는 데 중요해진다. 이러한 맥락에서 ‘사회갈등 인식’은 사회에 존재하는 집단 간 갈등의 수준을 어떻게 평가하는지에 대한 주관적 판단으로 사회 구조의 공정성, 통합, 불확실성에 대한 체감과 결합되는 주요 사회인식 지표로 주목된다(장온정, 2025; 박채림, 2025; 이병량 외, 2008).
청년층은 교육, 고용, 주거 등 성인 이행기의 핵심 영역에서 구조적 제약과 불확실성을 경험하는 집단으로, 사회구조적 긴장과 위험을 상대적으로 민감하게 인식할 가능성이 크다(Scarpa, 2003; Evans, 2002; 김홍중, 2015; 김승연, 박민진, 2021). 실제로 청년층은 다양한 사회갈등을 높은 수준으로 인식하는 경향이 보고되어 왔으며(정세정 외, 2025; 한국행정연구원, 2024) 사회갈등 인식은 정신건강 및 생애과정 선택과도 연결될 수 있어(박채림, 2025; 장온정, 2025), 그 결정요인과 메커니즘을 규명하는 것은 학술적, 정책적으로 중요한 과제이다.
그러나 기존 연구는 사회갈등 인식의 평균 수준이나 일반적 결정요인을 제시하는 데 집중하거나, 지역을 통제변수로 처리하여 지역 간 수준차이를 비교하는 접근에 상대적으로 머무르는 경향이 있었다. 즉, 지역이 청년의 삶의 조건과 기회 구조를 규정하는 맥락임에도 불구하고, 동일한 설명요인이 지역에 따라 다른 방향이나 크기로 작동하는지, 다시 말해 사회갈등 인식의 결정구조가 지역 간에 이질적인지를 체계적으로 검증한 연구는 제한적이다. 수도권과 비수도권 간 격차는 객관적 조건뿐 아니라 주관적 인식과 경험에서도 뚜렷하며, 청년은 일자리, 교육, 생활환경, 관계망 등 다양한 측면에서 지역을 평가하고 선택한다(노혜진 외, 2024). 따라서 지역을 단순한 배경 변수가 아니라 맥락적 조건으로 재개념화하고, 지역에 따른 결정구조의 차이를 직접 검증할 필요가 있다.
본 연구는 지역 간 비교를 위해 서울과 경상남도를 분석 대상 지역으로 선정하였다. 서울은 정치·경제·문화의 중심지로서 높은 인구 밀도, 다양한 산업 구조, 풍부한 교육 및 일자리 기회를 특징으로 하는 반면, 경상남도는 제조업과 1차 산업이 혼재된 산업 구조, 대도시(창원·김해)와 중소도시·농촌지역이 공존하는 공간적 이질성을 지닌다. 또한 두 지역은 청년의 삶의 조건과 기회 구조에서 뚜렷한 차이를 보인다. 서울은 높은 생활비와 주거비 부담, 강한 경쟁 압력 속에서도 다양한 경력 기회와 문화적 자원에 대한 접근성이 높은 반면, 경상남도는 상대적으로 안정적인 주거 여건과 공동체적 관계망을 유지하지만 일자리 선택의 폭과 경력 발전 기회가 제한적일 수 있다(유성은, 민영희, 2025; 노혜진 외, 2024). 산업 구조의 차이 또한 중요한 비교 지점이다. 서울은 금융, IT, 서비스업 중심의 3차 산업이 지배적인 반면, 경상남도는 조선·기계·자동차 등 제조업과 농·어업이 주요 산업으로, 기후변화나 산업 전환 정책과 같은 구조적 변화가 청년의 고용과 생활에 미치는 영향이 다르게 나타날 가능성이 크다. 이러한 차이는 청년이 사회구조를 인식하고 갈등을 평가하는 과정에서 지역이 맥락적 조건으로 작용할 수 있는 이론적 토대를 제공한다. 따라서 서울과 경상남도의 비교는 단순한 지역 간 평균 차이를 넘어, 지역 맥락 차이가 동일한 설명요인의 효과를 지역에 따라 달리 작동하게 하는지 구조적 이질성을 검증하는 데 적합한 비교 사례라는 점에서 의의를 갖는다.
청년의 사회갈등 인식은 단순한 사회현상 관찰을 넘어 자신의 생애 기회와 직결된 문제로 해석될 가능성이 크며, 그 결정구조가 지역 맥락에 따라 어떻게 달라지는지를 규명하는 것은 청년 정책이 지역 맞춤형으로 설계되어야 한다는 실천적 함의를 갖는다. 이에 본 연구는 2024년 「청년 삶 실태조사」 자료를 활용하여 서울과 경상남도 청년을 비교하고, 사회갈등 인식의 결정요인이 지역에 따라 구조적으로 이질적인지를 검증한다. 구체적인 분석은 세 단계로 구성된다. ① 지역별 분리 회귀분석을 통해 서울과 경상남도 각각에서 사회갈등 인식에 영향을 미치는 요인의 방향성과 유의성을 비교하고, ② 회귀계수 동일성 검정으로 지역 간 구조적 차이를 통계적으로 확인하며, ③ 지역×핵심 변수 상호작용 모형과 지역별 한계효과(AME), 조건부 조정예측값 분석을 통해 지역의 조절 효과를 직관적으로 제시하는 것을 목적으로 한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 사회갈등 인식의 개념 및 결정요인
사회갈등은 개인 간 이해충돌을 넘어 사회적 집단 간 대립과 경쟁이 제도나 자원, 정체성 차원에서 나타나는 현상이며 인종, 지역, 계급, 종교, 세대, 성별 등 다양한 갈등축에 의해 생성될 수 있다(Oberschall, 1978). 사회갈등 인식은 이러한 집단 간 갈등이 사회에 존재한다고 판단하는 주관적 인식으로, 사회 구조의 긴장 수준과 통합 가능성에 대한 평가를 반영한다(장온정, 2025). 즉, 사회갈등 인식은 단지 갈등 현상을 반영하는 수동적 인식이 아니라, 개인이 사회 구조의 공정성·통합 가능성·불확실성을 어떻게 체감하는지를 나타내는 주관적 평가 지표로서의 의미를 갖는다. 나아가 사회갈등 인식은 사회통합·정신건강·생애 선택 등 다양한 결과에 선행하는 예측 지표로도 기능하며(박채림, 225; 장온정, 2025), 사회 구조의 취약성을 진단하는 도구적 의미를 갖는다는 점에서(이병량 외, 2008) 그 결정요인과 메커니즘을 규명하는 것이 학술적·정책적으로 중요하다.
사회갈등 인식은 단일 차원이 아니라 여러 갈등 영역을 포괄하는 다차원적 구성개념으로 측정되어 왔다. 박채림(2025)은 세대갈등, 계층갈등, 지역갈등, 젠더갈등, 인종갈등의 다섯 차원을 통해 사회갈등 인식을 측정하였고, 장온정(2025) 또한 기성세대-청년, 부유층-서민, 수도권-비수도권, 남성-여성, 내국인-외국인 갈등의 다섯 차원으로 사회갈등 인식을 구성하였다. 이러한 접근은 사회갈등 인식을 특정 갈등 유형에 대한 반응이라기보다 사회 전반의 갈등 수준에 대한 일반적 인식으로 개념화한다는 점에서 의의가 있다.
사회갈등 인식의 결정요인은 크게 세 가지 차원으로 구분할 수 있다. 첫째, 사회구조에 대한 인식 차원으로, 정치적 관심, 소득불평등 인식, 미래 위험 인식 등이 포함된다. 정치적 관심은 사회 문제에 대한 정보 접근 수준을 반영하는 지표로, 관심 수준이 높을수록 사회문제에 대한 노출과 해석의 빈도가 증가한다(Zaller, 1992; 이민규, 이유민, 2022). Zaller(1992)는 정치적 정보에 지속적으로 노출된 개인일수록 사회 이슈를 대립 구도로 해석하고 갈등 프레임을 내면화하는 경향이 강해진다고 설명하였으며, 이는 정치관심이 사회갈등 인식을 증폭하는 인지적 경로를 이론적으로 뒷받침한다. 이 과정에서 개인은 집단 간 이해관계의 대립, 분배 및 인정의 불균형, 제도적 책임의 소재 등을 보다 분명한 갈등 구도로 파악할 가능성이 커지며, 결과적으로 사회갈등을 더 높은 수준으로 인식할 수 있다. 소득불평등 인식은 사회구조의 불공정성에 대한 평가로서 사회적 긴장의 체감과 결합되기 쉬우며, Park & Joshanloo(2024)는 한국인 행복조사를 활용하여 소득불평등 인식이 사회신뢰를 매개로 개인의 삶의 결과에 부정적 영향을 미친다는 점을 실증하였으며, 이는 불평등 인식이 갈등 인식 형성에 관여하는 경로를 간접적으로 지지한다. 미래 위험 인식 또한 불확실성과 위험의 체감 수준을 반영한다(Turner & Reynolds, 2012; 김문조, 박형준, 2012). 장온정(2025)은 미래사회 위험인식(불평등 심화, 저출생·고령화, 기술산업 구조변화, 테러리즘, 기후변화)이 사회갈등 인식과 관련될 수 있음을 제시하여, 미래 불확실성의 평가가 현재의 사회갈등 인식과 연결될 수 있음을 시사하였다.
둘째, 사회통합 수준을 반영하는 사회신뢰이다. 사회신뢰는 사회적 자본의 핵심 요소로, 공동체 구성원에 대한 신뢰와 타인에 대한 선의의 믿음을 포괄한다(Putnam, 2007, 2015; 장유미, 염동문, 2014). 사회신뢰는 가족과 친구 등 개인적 관계에 대한 신뢰와 구분되는 일반화된 신뢰(generalized trust)에 기반하며(Uslaner, 2002; Delhey & Newton, 2003), 사회통합을 촉진하고 갈등을 완화하는 보호 요인으로 기능할 수 있다. 선행연구들은 사회신뢰가 높을수록 사회갈등 인식이 낮아진다고 하였으며(Delhey & Newton, 2003; 박채림, 2025), 반대로 사회갈등 인식의 증대가 사회신뢰의 약화를 매개로 부정적 결과로 이어질 수 있다는 경로도 제시하였다(박채림, 2025). 한국 맥락에서도 안영준, 김화록(2024)은 2023년 사회통합실태조사를 활용하여 대인신뢰와 사회공정성 인식이 세대 간 갈등 인식에 유의미한 음(-)의 영향을 미치며, 거주지역 역시 갈등 인식의 유의한 설명요인임을 실증하였다. 이는 사회신뢰의 갈등 완화 기능을 한국 데이터로 뒷받침하는 동시에, 지역이 갈등 인식 형성에 독립적인 역할을 한다는 본 연구의 문제의식과 직접 연결된다. 이러한 논의는 사회갈등 인식을 설명하는 데 있어 사회신뢰를 핵심 설명변수로 포함할 이론적 근거를 제공한다.
셋째, 개인 배경요인인 개인의 사회경제적 위치 및 주관적 평가 차원으로, 성별, 연령, 학력, 경제활동상태, 주거형태, 소득 수준, 주관적 계층인식 등이 포함된다. 개인의 사회경제적 위치는 사회구조에 대한 경험과 해석을 구성하는 기반이 된다. 특히 주관적 계층인식은 객관적 지위의 단순한 반영을 넘어 사회 구조의 공정성, 기회, 상대적 박탈을 종합하는 주관적 평가로서 사회인식의 중요한 예측 요인으로 제시되어 왔다(김진현, 2021; 박설아, 한창근, 2024). 주관적 계층인식은 개인이 처한 객관적 조건뿐 아니라 사회 이동 가능성, 불평등 구조에 대한 인식 등을 통합적으로 반영하는 지표로서, 사회갈등 인식 형성에 영향을 미칠 수 있다(정지윤, 박지원, 2025). 가구소득 역시 경제적 안정성과 계층적 지위를 반영하는 객관적 지표로서 사회갈등 인식과 연결될 수 있다. 이러한 사회경제적 위치 변수들은 개인이 사회구조를 해석하고 갈등을 인식하는 과정에서 기본적 맥락으로 작용한다.
2. 청년층의 갈등 인식 및 특징
청년층은 사회경제적 환경 변화의 영향을 크게 받는 집단이며(Scarpa, 2003; 김수정, 2025; 박은주, 박정윤, 2024), 교육·취업·주거 등 핵심 선택에서 구조적 제약을 경험하는 과정에서 불확실성을 체감하기 쉽다(Evans, 2002). 특히 한국 사회는 경쟁 압력이 강한 사회 구조 속에서 청년이 경쟁의 규칙과 기회의 배분을 체감하는 과정이 두드러지며(김홍중, 2015; 최윤희 외, 2025), 불평등 구조의 고착화가 청년의 박탈감과 불안정성을 증폭시킬 수 있다는 논의도 제기되어 왔다(김승연, 박민진, 2021; 최선아 외, 2025). 이러한 맥락에서 청년은 사회갈등을 단지 사회현상으로 관찰하는 데 그치지 않고, 자신의 생애 기회와 직접 연결된 문제로 해석할 가능성이 크다. 청년기는 사회이동의 가능성을 타진하는 동시에 구조적 불확실성에 가장 직접적으로 노출되는 시기로, 사회 구조의 불공정성이나 집단 간 이해 충돌을 인식하고 평가하는 민감성이 다른 생애 단계에 비해 높을 수 있다(Evans, 2022; 김홍중, 2015).
또한 청년층은 단일한 동질집단이 아니며 내부적으로 이질성을 갖는다. 김정인(2024)은 20대와 30대 청년의 젠더갈등 인식 결정요인이 상이함을 보고하여, 연령대에 따라 사회갈등 인식의 형성 요인과 경로가 달라질 수 있음을 시사하였다. 성별 역시 중요한 요인으로, 장온정(2025)은 청년여성과 청년남성의 사회인식 및 생애 선택에 영향을 미치는 요인의 구성이 다를 수 있음을 제시하였다. 이승윤, 백승호(2021)는 한국 청년 노동시장의 불안정성이 연령집단(19~29세, 30~39세 등)에 따라 차별화된 양상으로 전개되며, 청년 집단 내부에서도 고용 불안정 경험의 정도와 유형이 이질적임을 보고하였다. 이는 청년을 단일한 집단으로 전제하는 것에 대한 이론적 시사점을 제공하며, 지역 맥락에 따른 갈등 인식 결정구조의 이질성을 탐색하는 본 연구의 문제의식과 맥을 같이 한다. 나아가 청년의 사회갈등 인식은 정신건강이나 삶의 주요 선택과도 연결된다. 박채림(2025)은 사회갈등 인식이 높을수록 우울 수준이 증가하며, 이 과정에서 사회신뢰가 매개적으로 작동할 수 있음을 확인하였다. 이러한 연구들은 청년층 사회갈등 인식이 삶의 결과와 연결되는 중요한 사회심리적 메커니즘임을 강조하며 청년 정책 논의에서 사회갈등 인식의 위치를 재정립할 필요성을 제기한다.
3. 지역 맥락과 갈등 인식
지역은 단순한 물리적 공간이 아니라 개인의 삶이 실현되는 사회적·경제적 조건이자, 기회 구조와 자원 배치의 차이가 축적된 맥락이다(Sharkey, 2013; Breen & Jonsson, 2005; Massey, 2005). Sharkey(2013)는 이웃 효과(neighborhood effect) 논의를 통해 지역이 개인의 교육·고용·건강 기회를 불평등하게 분배하는 구조적 메커니즘으로 작동함을 설명하였으며, Breen & Jonsoon(2005)의 사회적 기회구조 논의는 지역에 따라 동일한 사회경제적 조건이 서로 다른 결과로 이어질 수 있음을 이론적으로 뒷받침한다. 청년에게 지역은 특히 중요한 요인인데, 성인 이행기의 주요 선택이 교육과 취업, 주거 이동과 결합되어 지역 선택의 문제로 귀결되기 때문이다(노혜진 외, 2024). 나아가 수도권과 비수도권 간 격차는 단순한 물리적 거리 차이를 넘어 성장 가능성, 문화적 자원, 경력 기회 등 상징적·구조적 위계를 동반하는 것으로 인식될 수 있다(노혜진 외, 2024).
이처럼 지역 맥락은 청년의 사회인식 형성에 직접적이고 간접적인 영향을 미칠 수 있다. 동일한 불평등 인식이나 미래 위험 인식이 존재하더라도 지역의 경제 구조, 사회적 자본, 문화적 환경, 그리고 일상에서 경험하는 제약의 형태가 다르면 사회갈등 인식으로 연결되는 경로와 강도 또한 달라질 수 있다. 그럼에도 기존 연구는 지역을 독립변수 또는 통제변수로 취급하면서 지역 간 평균 수준 차이를 확인하는 데 상대적으로 집중해 왔으며(노혜진 외, 2024; 박선미, 신형진; 2025; 최윤희 외, 2025), 지역이 다른 설명요인의 효과를 조절하거나 변수 간 관계의 구조 자체를 변화시킬 수 있다는 점은 충분히 고려되지 못했다. 이와 관련하여 최윤희 외(2025)는 수도권과 비수도권 청년을 비교한 연구에서 동일한 사회적 관계망의 효과가 정신건강 결과에 미치는 영향이 지역에 따라 유의미하게 달라짐을 실증하였으며, 이는 지역이 개인 수준 변수의 효과를 변화시키는 맥락 조건으로 작동한다는 본 연구의 핵심 문제의식을 지지하는 선행연구이다. 따라서 지역을 단순 배경이 아니라 ‘맥락적 조건’으로 설정하고, 지역에 따라 사회갈등 인식의 결정 구조가 어떻게 달라지는지를 검증하는 연구가 필요하다.
4. 요인작동 방식의 지역 간 이질성: 이론적 논의와 연구의 분석틀
구조적 이질성(structural heterogeneity)은 동일한 현상에 대한 설명요인과 결과 간 관계가 집단 또는 맥락에 따라 서로 다른 방식으로 작동할 수 있음을 의미한다(Brand & Xie, 2010; Breen & Jonsson, 2005). 사회과학 연구에서 이질성 검증은 특정 이론모형이 모든 집단에 동일하게 적용되는지, 혹은 집단 특성에 따라 차별적으로 작동하는지를 확인하는 핵심 과제이다(Heckman, 2001; Raudenbush & Bryk, 2002). 특히 지역은 개인 수준의 속성과 구별되는 거시적 맥락 변수로서, 개인이 공유하는 사회경제적 환경이나 문화적 환경을 반영한다. 따라서 지역 간 구조적 이질성은 지역이 변수 간 관계의 방향, 크기, 유의성을 변화시킬 수 있음을 함의한다. 만약 동일한 요인이 지역 맥락에 따라 다르게 작동한다면, 지역을 단일한 통제변수로 처리하거나 평균 수준만을 비교하는 기존 연구 전략은 정책 설계에 편향된 정보를 제공할 수 있다. 이러한 의미에서 지역적 이질성의 규명은 단순한 방법론적 정교화를 넘어, 청년 정책이 지역 맥락에 맞게 차별화되어야 한다는 실천적 함의를 갖는다.
예컨대, 정치 관심이 사회갈등 인식을 강화하는 효과가 수도권에서 강하게 나타나더라도, 비수도권에서는 정치 관심이 삶의 조건과 결부되는 방식이 달라 그 효과가 약화되거나 다른 경로로 작동할 수 있다. 사회신뢰, 소득 수준, 미래 위험 인식 또한 지역에 따라 경험적 의미가 달라질 수 있으며, 결과적으로 사회갈등 인식으로 연결되는 기제가 지역별로 변형될 가능성이 있다. 기존 연구는 집단 간 이질성을 일부 다룬 바 있으나, 주로 연령, 성별, 주거 상태 등 개인 수준 특성에 따른 차이를 다루었다(김정인, 2024; 장온정, 2025). 반면, 지역이라는 거시적 맥락에 기반하여 사회갈등 인식의 결정구조 이질성을 체계적으로 검증한 연구는 상대적으로 부족하다.
따라서 본 연구는 서울과 경상남도 청년을 비교하여 사회갈등 인식의 결정요인이 지역에 따라 동일한지 여부를 체계적으로 검증하고자 한다. 앞서 3절에서 제시한 바와 같이 두 지역은 산업구조, 주거 여건, 공동체 특성에서 뚜렷하게 대조되는 맥락을 제공하며, 이러한 차이는 동일한 설명변수가 서울과 경상남도 청년의 사회갈등 인식에 다르게 작동할 이론적 가능성을 뒷받침한다. 지역별 분리 회귀분석을 통해 기본적인 영향구조를 비교하고, 회귀계수 동일성 검정을 통해 주요 설명변수 효과의 지역 간 차이를 통계적으로 확인하며, 지역×핵심 변수 상호작용 분석을 통해 지역의 조절효과를 직접 제시한다. 이러한 분석틀은 지역을 단순 통제변수가 아니라 결정구조를 변화시키는 맥락으로 해석할 수 있게 하며, 청년층 사회갈등 인식 이해에서 지역 맥락의 중요성을 실증적으로 조명하는 데 기여할 것이다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료와 연구대상
연구의 분석 자료는 2020년에 제정된 「청년 기본법」 제11조에 근거한 법정 조사로, 동법 시행령 제8조에 따라 수집된 2024년 「청년 삶 실태조사」 데이터이다. 청년 삶 실태조사는 국무조정실 주관하에 보건사회연구원이 수행하는 전국 단위 조사로, 청년층의 삶의 실태와 인식을 체계적으로 파악하고, 이를 정책 수립의 기초자료로 활용하기 위해 2년 주기로 시행되고 있다(정세정 외, 2025). 조사 문항은 주거, 건강, 교육·훈련, 노동, 관계 및 참여, 사회인식·미래설계, 경제 부문 등 청년 삶의 주요 영역을 포괄한다.
표본설계는 전국 17개 시·도의 일반 가구를 모집단으로 설정하고, 만 19~34세 청년이 포함된 15,000가구를 표본으로 추출하였다. 구체적으로는 시·군·구를 1차 추출단위로, 가구 및 해당 가구 내 청년을 2차 단위로 하는 층화 확률비례계통추출법(stratified proportional to size systematic sampling)을 적용하였다. 시·도 간 표본배분에는 제곱근 비례배분법을, 동 지역과 읍·면 지역 간에는 가구 수에 따른 비례배분법을 사용하여 지역별 대표성을 확보하였다. 2024년 조사에서 확보된 유효표본은 총 15,098명이며, 본 연구는 지역 간 비교를 위해 거주지역이 서울(1,927명) 또는 경상남도(936명)인 청년만을 분석대상으로 선정하였다. 이에 따라 최종 분석 표본은 총 2,863명으로 구성된다.
2. 주요 변수의 측정
본 연구의 주요 변수는 종속변수인 사회갈등 인식과 독립변수로 구성된 사회구조 인식 차원인 정치에 대한 관심, 소득 불평등 및 미래 위험인식, 사회통합 차원의 사회에 대한 신뢰, 개인 배경요인 차원의 주관적 계층인식, 가구소득, 성별, 연령, 학력, 경제활동상태, 주거점유형태 등으로 구성된다. 각 변수의 측정 방식과 코딩은 다음과 같다.
가. 종속변수: 사회갈등 인식
사회갈등 인식은 우리 사회에서 서로 다른 집단 간 갈등이 어느 정도 존재한다고 인식하는지를 측정하는 변수이다. 본 연구에서는 「청년 삶 실태조사」의 사회 인식 항목 중, ① 기성세대와 젊은세대 갈등, ② 부유층과 서민층 갈등, ③ 수도권과 비수도권 갈등, ④ 남성과 여성 갈등, ⑤ 내국인과 외국인 갈등 다섯 문항을 활용하였다. 각 문항은 4점 리커트 척도로 측정되었으며, 1점 ‘갈등이 거의 없다’, 2점 ‘갈등이 없는 편이다’, 3점 ‘갈등이 많은 편이다’, 4점 ‘갈등이 매우 많다’로 코딩하였다. 점수가 높을수록 사회갈등을 강하게 인식함을 의미한다.
본 연구는 사회갈등 인식을 특정 갈등 유형에 대한 반응이 아니라 사회 전반의 갈등 수준에 대한 일반적 인식으로 개념화하고, 다섯 문항을 종합하여 지수를 구성하였다. 구체적으로 다섯 문항 점수의 평균값을 산출하여 사회 갈등 인식 지수로 사용하였다. 평균값을 활용함으로써 원척도(1~4점)의 해석 가능성을 유지하고, 계수 해석(1점 증가 시 갈등 인식 변화)도 직관적으로 제시할 수 있다.
지수 구성의 신뢰도를 검증하기 위해 문항 간 내적 일관성을 분석한 결과, Cronbach’s α 값은 0.842로 나타났다. 이는 통상적으로 양호한 내적 일관성 기준(α≥0.8)을 충족하는 수준으로, 다섯 문항이 사회갈등 인식이라는 단일한 구성개념을 안정적으로 측정하고 있음을 확인하였다. 아울러 박채림(2025), 장온정(2025) 등 선행연구에서도 동일한 다섯 문항의 평균값을 사회갈등 인식 지수로 활용하고 있어, 해당 측정 방식이 이 분야에서 일정한 연구 관행으로 축적되고 있음을 밝힌다. 이는 본 연구에서 구성한 사회갈등 인식 지수가 통계적으로 안정적인 측정 신뢰도를 지니고 있음을 의미한다.
나. 독립변수
1) 정치적 관심
정치적 관심은 정치에 대한 관심 정도를 묻는 단일 문항으로 측정하였다. 해당 문항은 4점 척도로 구성되어 있으며, 1점 ‘전혀 관심없다.’, 2점 ‘그다지 관심 없다’, 3점 ‘약간 관심 있다’, 4점 ‘매우 관심 있다’로 코딩하였다. 점수가 높을수록 정치에 대한 관심 수준이 높음을 의미한다.
2) 소득 불평등 및 미래 위험 인식
소득 불평등 인식은 우리 사회의 소득 분배가 얼마나 불평등하다고 인식하는지를 측정한 변수를 사용하였다. 해당 변수는 0점 ‘전혀 심하지 않다(완전 평등)’에서 10점 ‘매우 심하다(완전 불평등)’까지의 연속척도로 측정되었으며, 점수가 높을수록 소득불평등을 심각하게 인식함을 의미한다.
미래 위험 인식은 향후 한국 사회에 미칠 위험 정도에 대한 인식으로, 불평등 심화, 저출생·고령화, 기술산업 구조 변화, 테러리즘(국제분쟁, 통일·안보), 기후변화의 다섯 영역으로 구성된다. 각 문항은 4점 척도로 측정되며, 1점 ‘전혀 영향이 없다’, 2점 ‘영향이 없다’, 3점 ‘영향이 있다’, 4점 ‘매우 영향이 있다’로 코딩하였다. 점수가 높을수록 해당 요인을 미래 사회의 주요 위험으로 인식하고 있음을 의미한다. 본 연구는 미래 위험 인식을 영역별로 개별 변수로 활용하여 위험 유형별 영향과 지역 간 작동 방식의 차이를 비교하였다.
다. 통제변수
분석 결과의 안정성을 확보하고 개인의 사회인구학적 특성을 통제하기 위해 성별, 연령, 학력, 경제활동상태, 주거 점유형태, 가구소득, 주관적 계층인식을 통제변수로 포함하였다. 연령은 만 19~24세, 만 25~29세, 만 30~34세의 세 집단으로 범주화하였으며, 학력은 고졸이하, 2년제 졸업, 4년제 대학 졸업, 대학원 졸업으로 구분하였다. 경제활동상태는 고용 형태에 따른 구조적 차이를 반영하기 위해, 상용근로자·임시근로자·일용근로자를 임금근로자로, 고용원이 있는 자영업자·고용원이 없는 자영업자·무급가족종사자를 자영업 종사자로 재분류하였다(이병훈, 김유선, 2003; 김수완, 2009). 실업자와 비경제활동인구는 별도의 범주로 유지하였다. 이러한 재분류는 고용의 안정성과 노동시장 내 지위 차이가 사회적 인식에 미치는 영향을 보다 단순하고 해석 가능하게 분석하기 위한 조치이다. 원자료의 주거 점유형태는 자가, 전세, 보증금 있는 월세, 보증금 없는 월세, 사글세 또는 연세, 무상거주로 조사되어 있었으나 본 연구에서는 보증금 있는 월세를 월세로 분류하고, 보증금 없는 월세·사글세 또는 연세·무상거주는 주거 안정성이 상대적으로 낮은 형태로 간주하여 기타 범주로 통합하였다. 이에 따라 주거 점유형태는 자가, 전세, 월세, 기타 네 범주로 재구성하였다. 가구소득은 가구 연간 총소득을 기준으로 하였으며, 분포의 비대칭성과 극단치의 영향을 완화하기 위해 분석에서는 자연로그 변환값을 사용하였다.1) 주관적 계층인식은 응답자가 인식하는 사회경제적 지위를 5점 척도로 측정한 변수로, 점수가 높을수록 상위 계층으로 인식함을 의미한다.
이러한 통제변수들은 개인의 사회구조적 위치와 경험을 구성하는 핵심 특성으로서, 사회갈등 인식 형성에 복합적으로 영향을 미칠 수 있다. 사회갈등 인식 관련 선행연구들은 성별, 연령, 학력, 경제활동상태 등 사회인구학적 특성과 가구소득, 주관적 계층인식 등 사회경제적 지위 변수를 공통적으로 통제변수로 활용해왔다(김정인, 2024; 장온정, 2025; 박채림, 2025). 김정인(2024)은 20대와 30대 청년의 젠더갈등 인식을 분석하면서 성별, 연령, 학력, 고용상태, 소득, 주관적 계층인식을 통제변수로 포함하였으며, 장온정(2025) 역시 청년의 사회갈등 인식과 생애 선택의 관계를 분석하면서 동일한 사회경제적 배경 변수들을 통제하였다. 이는 개인의 사회경제적 위치가 사회 구조를 해석하고 갈등을 인식하는 방식에 영향을 미치기 때문으로, 이러한 특성을 통제하지 않을 경우 주요 독립변수의 효과가 혼재될 가능성이 있다. 구체적으로 성별은 젠더에 따른 갈등 인식의 차이를, 연령은 청년기 내 생애단계에 따른 경험과 인식의 차이를 반영하며, 학력은 사회구조 해석 역량 및 인식 차이를(김수완, 2009), 주거점유형태는 주거 안정성과 자산 기반 격차를, 가구소득은 객관적 경제적 위치를 반영한다. 주관적 계층인식은 객관적 지위를 넘어 사회 이동 가능성과 불평등 구조에 대한 주관적 평가를 통합적으로 반영하는 변수로서(박설아, 한창근, 2024; 정지윤, 박지원, 2025), 사회갈등 인식의 중요한 예측 요인으로 제시되어 왔다. 이러한 변수들을 통제함으로써 개인 특성의 영향을 제거하고 주요 독립변수의 순효과를 보다 안정적으로 추정할 수 있다.
라. 지역변수
지역은 서울과 경상남도로 구분되는 이분 변수이다. 본 연구는 지역을 단순한 통제변수가 아니라 사회갈등 인식이 형성되는 맥락적 조건으로 간주하고, 지역에 따라 사회갈등 인식의 결정 구조가 달라질 수 있다는 점을 검증하고자 하였다. 이에 따라 지역 변수는 분석에서 집단 구분 기준으로 활용된다.
본 연구가 비교 지역으로 서울과 경상남도를 선정한 것은 두 지역이 뚜렷하게 대조되는 사회경제적 맥락을 제공하기 때문이다. 첫째, 산업구조 측면에서 서울은 금융·IT·서비스업 중심의 3차 산업 지배적 구조인 반면, 경상남도는 조선·기계·자동차 등 제조업과 농어업이 혼재하여 동일한 기후변화·산업 전환 정책에 대한 청년의 체감이 상이할 수 있다. 둘째, 공동체 특성 측면에서 서울의 높은 인구 밀도와 유동성, 경상남도의 상대적으로 안정적인 지역 공동체 관계망의 차이가 사회신뢰의 갈등 완화 효과를 지역별로 달리 작동시킬 이론적 가능성이 있다.
3. 분석 방법
본 연구는 서울과 경상남도 청년 간 사회갈등 인식의 결정 구조가 지역에 따라 상이한지를 검증하기 위해, 단계적 분석 전략을 적용하였다. 분석은 크게 (1) 지역별 다집단 회귀분석, (2) 회귀계수 동일성 검정, (3) 지역과 핵심 변수 간 상호작용 분석의 세 단계로 구성된다.
첫째, 다집단 회귀분석을 통해 서울과 경상남도 청년을 분리한 후, 동일한 설명변수를 투입하여 사회갈등 인식에 대한 회귀모형을 각각 추정하였다. 이를 통해 각 지역에서 사회갈등 인식에 영향을 미치는 요인의 방향성과 통계적 유의성을 비교하고, 지역별 결정 구조의 기초적 차이를 확인하였다. 모든 회귀분석에서는 성별, 연령집단, 학력, 고용 상태, 주거 점유형태 등 개인 특성 변수를 통제하였으며, 이분산성에 대비하기 위해 강건한 표준오차(robust standard error)를 적용하였다.
둘째, 단순한 계수 비교를 넘어 회귀계수의 구조적 차이를 통계적으로 검증하기 위해 seemingly unrelated estimation(suest)을 활용한 계수 동일성 검정을 수행하였다. suest는 서로 다른 표본에서 추정된 회귀모형을 하나의 시스템으로 결합하여, 동일한 설명변수가 종속변수에 미치는 효과가 집단 간에 통계적으로 유의미하게 차이가 나는지를 검정할 수 있는 방법이다. 본 연구에서는 주요 연속형 설명변수를 중심으로 공동 계수 동일성 검정을 먼저 실시한 후, 유의한 차이가 확인된 변수에 대해 개별 계수 동일성 검정을 추가적으로 수행하였다.
셋째, 지역에 따른 효과 차이를 보다 직접적으로 검증하기 위해 상호작용 분석(interaction analysis)을 실시하였다. 구체적으로 지역간 계수 차이가 확인된 정치관심, 사회신뢰, 소득 수준, 기후변화 위험 인식 등 핵심 설명변수와 지역 변수 간의 교차항(지역×핵심 설명변수)을 포함한 회귀모형을 추정하였다. 이를 통해 특정 요인이 사회갈등 인식에 미치는 영향이 지역에 따라 어떻게 달라지는지를 검증하였으며, 상호작용 효과의 방향성과 크기를 해석하였다.
Ⅳ. 분석 결과
1. 응답자 특성 및 주요 변수의 기술 통계
가. 응답자 특성
<표 1>은 서울 거주 청년 1,927명과 경상남도 거주 청년 936명의 인구통계학적 특성을 제시한 것이다. 성별 구성은 두 지역 모두 여성 비율이 남성보다 높았으며, 서울은 남성 47.22%, 여성 52.78%, 경상남도는 남성 46.47%, 여성 53.53%로 지역 간 차이는 크지 않았다. 연령 분포는 서울에서 만 25~29세 비율(36.74%)이 가장 높았던 반면, 경상남도는 만 19~24세 비율(36.00%)이 상대적으로 높게 나타나 연령 구성에서 차이가 관찰되었다. 학력의 경우 서울은 4년제 졸업 비율이 68.76%로 가장 높고, 대학원 졸업도 5.14%로 나타난 반면, 경상남도는 4년제 졸업 비율이 61.43%로 서울보다 낮고, 고졸 이하(18.59%) 및 2년제 졸업(17.09%) 비율이 상대적으로 높았다. 경제활동상태는 두 지역 모두 임금근로자 비중이 가장 컸으나(서울 65.75%, 경남 61.00%), 경상남도는 비경제활동 비율(28.21%)이 서울(23.61%)보다 다소 높게 나타났다. 주거 점유형태에서는 경상남도의 자가 비율이 56.84%로 서울(36.07%)보다 높았고, 반대로 전세(서울 33.68%, 경남 15.60%)와 월세(서울 28.02%, 경남 24.68%) 비율은 서울에서 높게 나타나 지역별 주거 구조의 차이가 확인되었다. 가구 연간소득(만원)은 서울이 평균 5,968만원, 경상남도가 5,404만원으로 서울이 더 높았으며, 주관적 계층인식은 두 지역이 거의 유사한 수준(서울 2.67, 경남 2.68)이었다.
표 1
응답자 인구통계학적 특성
| 변수 | 서울 (N=1,927) | 경상남도 (N=936) | 전체(N=2,863) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 빈도(명) | 비율(%) | 빈도(명) | 비율(%) | 빈도(명) | 비율(%) | ||
| 성별 | 남성 | 910 | 47.22 | 435 | 46.47 | 1,345 | 46.98 |
| 여성 | 1,017 | 52.78 | 501 | 53.53 | 1,518 | 53.02 | |
| 연령 | 만 19~24세 | 611 | 31.71 | 337 | 36.00 | 948 | 33.11 |
| 만 25~29세 | 708 | 36.74 | 305 | 32.59 | 1,013 | 35.38 | |
| 만 30~34세 | 608 | 31.55 | 294 | 31.41 | 902 | 31.51 | |
| 학력 | 고졸 이하 | 251 | 13.03 | 174 | 18.59 | 425 | 14.84 |
| 2년제 졸업 | 252 | 13.08 | 160 | 17.09 | 412 | 14.39 | |
| 4년제 졸업 | 1,325 | 68.76 | 575 | 61.43 | 1,900 | 66.36 | |
| 대학원 졸업 | 99 | 5.14 | 27 | 2.88 | 126 | 4.40 | |
| 경제활동 상태 | 임금근로자 | 1,267 | 65.75 | 571 | 61.00 | 1,838 | 64.20 |
| 자영업 | 129 | 6.69 | 66 | 7.05 | 195 | 6.81 | |
| 실업자 | 76 | 3.94 | 35 | 3.74 | 111 | 3.88 | |
| 비경제활동 | 455 | 23.61 | 264 | 28.21 | 719 | 25.11 | |
| 주거 점유형태 | 자가 | 695 | 36.07 | 532 | 56.84 | 1,227 | 42.86 |
| 전세 | 649 | 33.68 | 146 | 15.60 | 795 | 27.77 | |
| 월세 | 540 | 28.02 | 231 | 24.68 | 771 | 26.93 | |
| 기타 | 43 | 2.23 | 27 | 2.88 | 70 | 2.44 | |
| 가구소득(연, 만원) (표준편차) |
5,968 (5,321) |
5,404 (4,195) |
5,784 (4,987) |
||||
| 주관적 계층인식 (표준편차) |
2.67 (0.77) |
2.68 (0.80) |
2.68 (0.78) |
||||
나. 주요 변수의 기술 통계
<표 2>는 서울(1,927명)과 경상남도(936명) 청년의 주요 인식 변수에 대한 기술통계를 제시한 것이다. 사회갈등 인식 평균은 서울 2.72(표준편차 0.56), 경상남도 2.83(표준편차 0.66)으로 경상남도 청년이 서울 청년에 비해 사회갈등을 상대적으로 더 높게 인식하는 경향이 나타났다.2) 정치에 대한 관심은 서울 2.04(0.73), 경상남도 1.99(0.77)로 두 지역 간 평균 차이가 크지 않았으며, 소득불평등 인식(0~10점) 역시 서울 6.82(1.63), 경상남도 6.77(1.89)로 유사하였다. 반면, 사회에 대한 신뢰 정도(0~10점)는 서울 5.55(1.90), 경상남도 5.18(2.21)로 서울이 다소 높았다. 또한 미래위험 인식(1~4점)은 영역에 따라 상이한 양상이 관찰되었다. 불평등 위험인식과 저출생· 고령화 위험인식은 경상남도가 다소 높게 인식하는 반면, 기술산업 구조변화와 테러리즘(국제분쟁, 통일·안보) 위험인식, 기후변화 위험인식은 두 지역이 대체로 유사하거나 서울이 약간 높았다. 이러한 기술통계는 일부 변수에서 지역 차이가 존재함을 보여주지만, 평균 비교만으로는 사회갈등 인식이 형성되는 결정 구조의 차이를 충분히 설명하기는 어렵다. 따라서 다음 절에서는 동일한 설명변수 구성을 바탕으로 서울과 경상남도 청년의 사회갈등 인식 결정요인이 지역에 따라 어떻게 달라지는지를 지역별 회귀모형, 계수 동일성 검정 및 상호작용 분석을 통해 검증한다.
표 2
주요 변수의 기술통계량
| 변수 | 서울 (N=1,927) | 경상남도 (N=936) | |||
|---|---|---|---|---|---|
| 평균 | 표준편차 | 평균 | 표준편차 | ||
| 사회갈등 인식 | 2.72 | 0.56 | 2.83 | 0.66 | |
| 정치에 대한 관심 | 2.04 | 0.73 | 1.99 | 0.77 | |
| 소득불평등 인식 | 6.82 | 1.63 | 6.77 | 1.89 | |
| 사회에 대한 신뢰 | 5.55 | 1.90 | 5.18 | 2.21 | |
| 미래위험 인식 | 불평등 | 2.95 | 0.65 | 3.05 | 0.69 |
| 저출생·고령화 | 3.41 | 0.68 | 3.44 | 0.75 | |
| 기술산업 구조변화 | 2.97 | 0.74 | 2.96 | 0.79 | |
| 테러리즘 | 3.08 | 0.74 | 2.99 | 0.78 | |
| 기후변화 | 3.31 | 0.71 | 3.29 | 0.76 | |
| 주관적 계층인식 | 2.67 | 0.77 | 2.68 | 0.80 | |
2. 사회갈등 인식의 결정요인
<표 3>은 서울(모형 1)과 경상남도(모형 2)를 분리하여 동일한 설명변수로 추정한 다집단 회귀분석 결과를 제시한 것이다. 분석 결과, 두 지역 모두에서 공통적으로 작동하는 요인이 있는 반면, 일부 변수에서는 지역별로 유의성 및 방향 차이가 확인되어 사회갈등 인식의 결정 구조가 지역에 따라 이질적으로 작동할 가능성을 시사한다.
표 3
사회갈등 인식의 결정요인: 지역별 회귀분석 결과
| 변수 | 모형 1 (서울) | 모형 2 (경상남도) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| b | SE | b | SE | |||
| 사회구조 인식 | 정치에 대한 관심 | 0.150*** | 0.016 | 0.069** | 0.025 | |
| 소득불평등 인식 | 0.061*** | 0.009 | 0.039** | 0.012 | ||
| 미래위험 인식 | 불평등 | 0.118*** | 0.008 | 0.130*** | 0.011 | |
| 저출생·고령화 | 0.080*** | 0.023 | 0.122*** | 0.036 | ||
| 기술산업 구조변화 | -0.031 | 0.020 | 0.016 | 0.033 | ||
| 테러리즘 | -0.017 | 0.018 | 0.027 | 0.028 | ||
| 기후변화 | -0.067** | 0.019 | 0.042 | 0.029 | ||
| 사회통합 | 사회에 대한 신뢰 | -0.039*** | 0.007 | -0.076*** | 0.010 | |
| 개인 배경요인 | 가구소득 | 0.027 | 0.021 | -0.042* | 0.018 | |
| 성별(기준변수:남성) | 0.042** | 0.024 | 0.081* | 0.039 | ||
| 연령 (만 19-24세) |
만 25-29세 | 0.032 | 0.030 | -0.095* | 0.046 | |
| 만 30-34세 | 0.007 | 0.032 | -0.015 | 0.050 | ||
| 학력 (고졸 이하) |
2년제 졸업 | 0.042 | 0.050 | 0.084 | 0.072 | |
| 4년제 졸업 | 0.055 | 0.039 | 0.141* | 0.059 | ||
| 대학원 졸업 | 0.064 | 0.061 | 0.111 | 0.114 | ||
| 경제활동 상태 (임금근로자) |
자영업 | 0.028 | 0.050 | -0.051 | 0.084 | |
| 실업자 | -0.037 | 0.054 | 0.005 | 0.078 | ||
| 비경제활동 | -0.031 | 0.031 | 0.012 | 0.047 | ||
| 주거 점유형태 (자가) |
전세 | 0.003 | 0.030 | -0.141* | 0.058 | |
| 월세 | -0.018 | 0.035 | 0.039 | 0.047 | ||
| 기타 | -0.043 | 0.103 | -0.065 | 0.106 | ||
| 주관적 계층인식 | -0.035* | 0.017 | 0.011 | 0.028 | ||
| 상수항 | 1.688*** | 0.222 | 1.970*** | 0.241 | ||
| R2 | 0.163 | 0.265 | ||||
먼저 사회구조 인식 차원에서, 정치에 대한 관심과 소득불평등 인식은 서울과 경상남도 청년 모두에게 사회갈등 인식과 유의한 정(+)의 관련성을 보이는 공통 요인으로 확인되었다. 서울에서는 정치관심이 높을수록 사회갈등 인식이 높게 나타나는 경향이 확인되었으며(b=0.150, p<.001), 경상남도에서도 동일한 방향의 유의한 관련성이 나타났으나(b=0.069, p<.01) 그 효과 크기는 서울에 비해 상대적으로 작았다. 서울(b=0.150)과 경상남도(b=0.069)의 계수를 비교하면 서울에서의 효과 크기가 약 2.2배 더 크게 나타나, 정치관심이 사회갈등 인식과 맺는 관련성의 강도가 지역에 따라 상이함을 보여준다. 소득불평등 인식 또한 두 지역 모두에서 사회갈등 인식과 유의한 정(+)의 관련성이 나타났으며(서울: b=0.061, p<.001; 경남: b=0.039, p<.01), 소득불평등을 심각하게 인식할수록 사회 전반의 갈등 수준을 높게 평가하는 경향이 공통적으로 관찰되었다.
미래 위험 인식 요인 중에서는 불평등 심화와 저출생·고령화 위험 인식이 두 지역 모두에서 사회갈등 인식과 유의한 정(+)의 관련성을 보이는 요인으로 나타났다. 서울에서는 불평등 위험 인식(b=0.118, p<.001)과 저출생·고령화 위험 인식(b=0.080, p<.001)이 사회갈등 인식과 유의한 정(+)의 관련성을 보였으며, 경상남도에서도 불평등(b=0.130, p<.001)과 저출생·고령화(b=0.122, p<.001)에서 강한 정(+)의 관련성이 확인되었다. 특히 경상남도에서 저출생·고령화 위험 인식의 효과 크기(b=0.122)가 서울(b=0.080)보다 크게 나타나, 인구구조 변화가 지역사회의 갈등 인식에 미치는 영향이 더 클 수 있음을 시사한다.
반면, 기술산업 구조변화와 테러리즘 위험 인식은 두 지역 모두에서 통계적으로 유의한 관련성이 나타나지 않았다. 주목할 만한 차이는 기후변화 위험 인식에서 나타났다. 서울에서는 기후변화 위험 인식이 높을수록 사회 갈등 인식이 낮게 나타나는 경향이 관찰되었으며(b=-0.067, p<.01),경상남도에서는 통계적으로 유의한 관련성이 나타나지 았았고(b=0.042, p<.05) 계수의 방향이 서울과 상반되어 지역 간 차이를 보였다. 두 지역에서 계수의 방향 자체가 상반되게 나타난 것은 단순한 효과 크기의 차이를 넘어, 기후변화 위험 인식이 사회갈등 인식으로 연결되는 경로가 지역 맥락에 따라 질적으로 다르게 작동함을 의미한다.
사회통합 차원에서, 사회에 대한 신뢰는 두 지역 모두에서 사회갈등 인식과 유의한 음(-)의 관련성을 보이는 보호 요인으로 확인되었다. 서울에서는 사회신뢰가 높을수록 사회갈등 인식이 낮게 나타나는 경향이 유의하게 확인되었으며(b=-0.039, p<.001), 경상남도에서는 더 강한 음(-)의 관련성이 나타났다(b=-0.076, p<.001). 사회신뢰의 완화효과는 경상남도(b=-0.076)에서 서울(b=-0.039)보다 약 1.9배 더 강하게 나타나, 사회신뢰가 갈등 인식을 완화하는 기제의 작동 강도가 지역에 따라 다름을 시사한다. 이는 사회에 대한 신뢰 수준이 높을수록 사회갈등 인식이 완화되는 경향이 두 지역 공통적으로 나타나지만, 그 완화 효과의 크기는 경상남도에서 상대적으로 더 크게 작용함을 의미한다. 이러한 차이는 지역의 공동체적 특성이나 사회적 자본의 작동 방식이 다를 수 있음을 말한다.
개인 배경요인 중에는 몇 가지 지역별 차이가 확인되었다. 먼저 가구소득은 서울에서 통계적으로 유의한 관련성이 나타나지 않았으나(b=0.027, p<.05), 경상남도에서는 유의한 음(-)의 관련성이 나타났다(b=-0.042, p<.05). 가구소득이 서울에서는 사회갈등 인식과 유의한 관련성이 나타나지 않은 반면 경상남도에서는 유의한 음(-)의 관련성이 나타난 것은, 동일한 소득 변화가 지역의 경제적 맥락에 따라 사회갈등 인식으로 연결되는 방식이 다름을 보여준다. 주관적 계층인식은 서울에서만 유의한 음(-)의 관련성이 나타났으며(b=-0.035, p<.05), 자신을 상위 계층으로 인식할수록 사회갈등 인식이 낮게 나타나는 경향이 확인되었다. 경상남도에서는 주관적 계층인식이 통계적으로 유의하지 않아(b=0.011, p<.05), 계층인식이 사회갈등 인식과 맺는 관련성이 지역에 따라 다를 수 있음을 보여준다. 성별의 경우 두 지역 모두에서 여성의 사회갈등 인식이 남성보다 유의하게 높게 나타났다(서울: b=0.042, p<.01; 경남: b=0.081, p<.05). 이는 성별에 따른 사회갈등 인식의 차이가 지역과 무관하게 일관되게 나타나는 패턴임을 시사한다. 연령의 경우 서울에서는 연령집단 간 유의한 차이가 관찰되지 않았으나, 경상남도에서는 만 25~29세 집단이 만 19~24세 집단에 비해 사회갈등 인식이 유의하게 낮게 나타났다(b=-0.095, p<.05). 학력에서는 경상남도에서 4년제 대학 졸업자가 고졸 이하 대비 사회갈등 인식이 유의하게 높았으나(b=0.141, p<.05), 서울에서는 학력에 따른 유의한 차이가 확인되지 않았다. 주거 점유형태의 경우 경상남도에서 전세 거주자가 자가 거주자에 비해 사회갈등 인식이 유의하게 낮게 나타났으나(b=-0.141, p<.05), 서울에서는 주거형태에 따른 유의한 차이가 관찰되지 않았다. 경제활동상태는 두 지역 모두에서 통계적으로 유의하지 않았다.
이상의 분석 결과를 종합하면, 서울과 경상남도 청년 모두에게 정치에 대한 관심, 소득불평등 인식, 미래 불평등 및 저출생·고령화 위험 인식은 사회갈등 인식과 유의한 정(+)의 관련성을 보이는 공통 요인으로 작용하였으며, 사회에 대한 신뢰는 두 지역 모두에서 사회갈등 인식과 유의한 음(-)의 관련성을 보이는 보호 요인으로 확인되었다. 그러나 이러한 공통 요인들의 효과 크기는 지역에 따라 차이를 보였으며, 특히 정치관심의 효과는 서울에서, 사회신뢰의 완화 효과는 경상남도에서 더 강하게 나타났다. 반면, 미래 위험 인식 요인 중 기후변화 위험 인식은 서울에서는 사회갈등 인식을 낮추는 방향으로 유의미한 영향을 미친 반면, 경상남도에서는 통계적으로 유의하지 않아 지역 간 효과의 방향이 상이하게 나타났다. 또한 개인 배경요인의 경우, 가구소득과 주관적 계층인식의 영향이 지역에 따라 다르게 나타났으며, 학력, 연령, 주거형태의 효과 역시 일부 지역에서만 유의하게 확인되어 사회갈등 인식의 결정 구조가 지역별로 동일하지 않음을 시사한다. 다음 절에서는 이러한 지역 간 차이가 통계적으로 유의한 구조적 차이인지를 회귀계수 동일성 검정을 통해 확인한다.
3. 두 회귀모형 간 계수 동일성 검정
지역별 회귀분석에서 관찰된 차이가 통계적으로 유의한 구조적 차이인지 확인하기 위해 계수 동일성 검정을 수행하였다. 주요 연속형 설명변수(정치에 대한 관심, 소득불평등 인식, 사회에 대한 신뢰, 미래위험 인식 5개 영역, 주관적 계층인식, 가구소득)의 회귀계수가 지역 간 동일하다는 귀무가설을 공동으로 검정한 결과, 동일성 가설은 기각되었다(χ2=41.07, p<.001; 표 4). 이는 사회갈등 인식의 결정요인들이 서울과 경상남도에서 동일한 방식으로 작동한다는 가정을 지지하기 어렵다는 점을 의미한다.
개별 계수 동일성 검정 결과(표 5), 정치에 대한 관심(χ2=7.07, p=.007), 사회에 대한 신뢰(χ2=10.13, p=.001), 기후변화 위험 인식(χ2=9.18, p=.002), 가구소득(χ2=6.10, p=.013)에서 지역 간 계수가 통계적으로 유의하게 달라 동일성 가설이 기각되었다.
표 5
주요 설명변수 회귀계수의 지역 간 동일성 검정 결과
| 검정내용 | χ 2(df) | p-value | 동일성 검정 결과 | |
|---|---|---|---|---|
| 정치에 대한 관심 | 7.07(1) | .007 | 기각 | |
| 소득불평등 인식 | 2.41(1) | .120 | 유지 | |
| 사회에 대한 신뢰 | 10.13(1) | .001 | 기각 | |
| 미래위험 인식 | 불평등 | 0.07(1) | .785 | 유지 |
| 저출생·고령화 | 1.20(1) | .274 | 유지 | |
| 기술산업 구조변화 | 0.57(1) | .449 | 유지 | |
| 테러리즘 | 1.67(1) | .197 | 유지 | |
| 기후변화 | 9.18(1) | .002 | 기각 | |
| 가구소득 | 6.10(1) | .013 | 기각 | |
| 주관적 계층인식 | 1.90(1) | .168 | 유지 | |
이는 해당 변수들이 사회갈등 인식에 미치는 영향이 지역에 따라 통계적으로 유의미하게 달라, 사회갈등 인식의 결정 구조가 일부 핵심 요인에서 지역별로 이질적으로 작동함을 의미한다. 특히 미래위험 인식 중 기후변화 위험 인식은 두 지역에서 효과의 방향이 상이하게 나타난 변수로, 동일성 검정에서도 지역 간 차이가 확인됨에 따라 이후 상호작용 분석을 통해 지역 맥락에 따른 효과 차이를 추가로 확인할 필요가 있다.
반면, 소득불평등 인식(χ2=2.41, p=.120), 주관적 계층인식(χ2=1.90, p=.168), 미래위험 인식 중 불평등(χ 2=0.07, p=.785), 저출생·고령화(χ2=1.20, p=.274), 기술산업 구조변화(χ2=0.57, p=.449), 테러리즘(χ2=1.67, p=.197)은 지역 간 계수 차이가 통계적으로 유의하지 않아 동일성을 기각할 수 없었다.
즉, 사회갈등 인식의 일부 설명요인은 서울과 경상남도 두 지역에서 비교적 유사하게 작동하는 반면, 정치에 대한 관심, 사회에 대한 신뢰, 미래 기후변화 위험 인식, 가구소득은 지역별로 상이한 영향이 확인되었다.
다음 절에서는 이러한 차이를 단일 모형에서 직접 검증하기 위해 지역×핵심 변수 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하고, 지역별 한계효과와 예측값 변화를 제시하고자 한다.
4. 상호작용 결과
앞선 동일성 검정에서 지역 간 계수 차이가 확인된 핵심 변수들을 중심으로, 지역(서울, 경상남도)과 각 설명변수 간 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하였다. 상호작용항이 유의할 경우, 해당 변수의 사회갈등 인식에 대한 영향이 지역에 따라 달라짐을 의미한다. 또한 지역별 평균한계효과(AME)를 산출하고, 해석의 직관성을 높이기 위해 사회갈등 인식 수준의 예측값(조정예측값)의 변화를 그림으로 제시하였다.
가. 정치에 대한 관심×지역
정치에 대한 관심 영향이 지역에 따라 달라지는지를 검증하기 위해 지역×정치관심 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하였다(<표 6>). 정치에 대한 관심의 주효과는 서울에서 유의한 정(+)의 관련성을 보였으며(b=0.149, p<.001), 상호작용항(경상남도×정치관심)은 음(-)의 방향으로 유의하게 나타났다(b=-0.069, p=.020). 이는 정치 관심이 높을수록 사회갈등 인식이 높게 나타나는 경향이 두 지역에서 공통적으로 관찰되지만, 그 효과의 크기는 서울에서 더 크게 나타남을 의미한다. 지역별 한계효과(AME) 분석에서도 동일한 패턴이 확인되었다. 정치관심 1점 증가에 따른 사회갈등 인식의 증가폭은 서울이 0.149점(AME=0.149, p<.001)으로 경상남도 0.080점(AME=0.080, p=.001)보다 크게 추정되었다.
표 6
정치관심×지역 상호작용 효과 및 지역별 평균한계효과(AME)
| 상호작용 변수 | 서울 AME (dy/dx) |
p | 경상남도 AME (dy/dx) |
p | 상호작용항 (경남×X) |
p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 정치에 대한 관심 | 0.149 | <.001 | 0.080 | .001 | -0.069 | .020 |
[그림 1]은 정치관심(1~4점)에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값)을 지역별로 제시한 것이다. 정치관심이 증가할수록 서울과 경상남도 모두 사회갈등 인식의 예측값이 상승하는 경향을 보였으나, 상승폭은 서울에서 더 크게 나타났다. 특히 낮은 정치관심 수준에서는 경상남도의 예측 사회갈등 인식이 서울보다 높았으나, 정치관심이 높아질수록 두 지역의 격차가 축소되어 일부 구간에서는 예측값이 수렴하거나 역전되는 양상이 관찰되었다.
그림 1
정치관심(1~4점)과 지역에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값) (95% 신뢰구간)
주: 회귀모형에 통제변수를 포함하였으며, 기타 공변량은 평균값(atmeans)으로 고정하였음.
지역 격차의 조건부 변화를 확인하기 위해 정치에 대한 관심을 1~4점으로 고정한 상태에서 경상남도-서울 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이를 산출하였다(표 7). 그 결과, 정치관심이 가장 낮은 수준(1점)에서는 경상남도가 서울보다 0.152점 높게 예측되었고(p<.001), 2점에서도 0.083점 높게 나타났다(p<.001). 반면 정치관심이 3점 이상인 구간에서는 지역 간 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(3점: 0.014, p=.678; 4점: -0.054, p=.364). 이는 정치관심이 낮은 집단에서 지역 격차가 뚜렷하지만, 정치관심이 증가함에 따라 지역 간 격차가 축소되어 유의성이 소멸하는 패턴을 보여준다.
표 7
정치관심 수준별 지역 간 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이(경상남도-서울)
| 정치에 대한 관심 | (경남-서울) 차이 | 표준오차(SE) | p-value |
|---|---|---|---|
| 1 | 0.152 | 0.041 | <.001 |
| 2 | 0.083 | 0.024 | .001 |
| 3 | 0.014 | 0.035 | .678 |
| 4 | -0.054 | 0.060 | .364 |
나. 사회에 대한 신뢰×지역
사회에 대한 신뢰의 영향이 지역에 따라 달라지는지 검증하기 위해 지역×사회에 대한 신뢰 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하였다(표 8). 그 결과, 사회신뢰의 주효과는 서울에서 유의한 음(-)의 관계를 보였으며(b=-.040, p<.001) 상호작용항(경상남도×사회신뢰) 또한 추가적으로 음(-)의 방향으로 유의하게 나타났다(b=-.036, p=.002). 이는 사회신뢰가 높을수록 사회갈등 인식이 낮아지는 경향은 두 지역에서 공통적이지만, 그 감소 효과의 크기는 경상남도에서 더 크게 나타남을 의미한다. 지역별 한계효과(AME) 분석에서도 동일한 패턴이 확인되었다. 사회신뢰 1점 증가에 따른 사회갈등 인식의 변화폭은 서울에서 –0.040점(AME=-0.040, p<.001)인 반면, 경상남도에서는 –0.075점(AME=-0.075, p<.001)으로 더 큰 감소가 확인되었다.
표 8
사회신뢰×지역 상호작용 효과 및 지역별 평균한계효과(AME)
| 상호작용 변수 | 서울 AME (dy/dx) |
p | 경상남도 AME (dy/dx) |
p | 상호작용항 (경남×X) |
p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 사회에 대한 신뢰 | -0.040 | <.001 | -0.075 | <.001 | -0.036 | .002 |
[그림 2]는 사회신뢰(0~10점)에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값)을 지역별로 제시한 것이다. 두 지역 모두 사회신뢰 수준이 높아질수록 사회갈등 인식의 예측값이 감소하는 하향 경향이 나타났다. 특히 경상남도에서 하향 기울기가 더 가파르게 나타나 지역 간 격차가 신뢰 수준 증가에 따라 축소되는 양상이 확인되었다. 낮은 신뢰구간(0~6점)에서는 경상남도가 서울보다 예측 사회갈등 인식 수준이 상대적으로 높게 나타났으나, 신뢰가 증가함에 따라 감소폭이 더 크게 나타나 두 지역의 예측값 격차가 점차 축소되었다. 이는 사회신뢰가 사회갈등 인식을 완화하는 효과를 갖되, 그 효과 크기가 경상남도에서 더 강하게 작동함을 시각적으로 보여준다. 이러한 결과는 한계효과 분석에서 확인된 바와 같이, 사회신뢰 1점 증가에 따른 사회갈등 인식의 감소폭이 서울보다 경상남도에서 더 크게 추정된 점과도 일관된다.
그림 2
사회신뢰(0~10점)와 지역에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값) (95% 신뢰구간)
주: 회귀모형에 통제변수를 포함하였으며, 기타 공변량은 평균값(atmeans)으로 고정하였음.
사회에 대한 신뢰 수준별 지역 격차를 확인하기 위해 사회신뢰를 0~10점(2점 간격)으로 고정한 조건에서 경상남도-서울 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이를 산출하였다(표 9). 그 결과, 신뢰가 낮은 구간에서는 경상남도 가 서울보다 예측 사회갈등 인식이 유의하게 높았으나(0점: 0.273, p<.001; 2점: 0.201, p<.001; 4점: 0.129, p<.001; 6점: 0.058, p=.026), 신뢰가 높은 구간에서는 지역 간 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(8점:-0.014, p=.726; 10점: -0.086, p=.158). 이는 사회신뢰가 낮은 집단에서 지역 격차가 뚜렷하지만, 신뢰가 증가함에 따라 지역 격차가 축소되어 유의성이 소멸하는 패턴을 보여준다.
표 9
사회신뢰 수준별 지역 간 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이(경상남도-서울)
| 사회에 대한 신뢰 | (경남-서울) 차이 | 표준오차(SE) | p-value |
|---|---|---|---|
| 0 | 0.273 | 0.061 | <.001 |
| 2 | 0.201 | 0.041 | <.001 |
| 4 | 0.129 | 0.026 | <.001 |
| 6 | 0.058 | 0.026 | .026 |
| 8 | -0.014 | 0.041 | .726 |
| 10 | -0.086 | 0.061 | .158 |
다. 가구소득(로그)×지역
가구소득(로그)의 영향이 지역에 따라 달라지는지를 검증하기 위해 지역×가구소득(로그) 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하였다(표 10). 분석 결과, 가구소득(로그)의 주효과는 서울에서 통계적으로 유의하지 않았으나(b=0.033, p=.112), 상호작용항(경상남도×가구소득(로그))은 음(-)의 방향으로 유의하게 나타났다(b=-0.075, p=.005). 이는 가구소득이 사회갈등 인식과 맺는 관련성이 지역에 따라 다르며, 특히 경상남도에서는 소득이 높아질수록 사회갈등 인식이 낮아지는 방향으로 연결될 가능성을 시사한다. 지역별 한계효과(AME) 분석에서 가구소득(로그) 1단위 증가에 따른 사회갈등 인식의 변화는 서울에서 0.033점 증가로 추정되었으나 유의하지 않았고(AME=0.033, p=.112), 경상남도에서는 0.042점 감소로 유의하였다(AME=-0.042, p=.028). 즉, 동일한 소득 증가가 서울에서는 갈등 인식 변화와 뚜렷하게 연결되지 않는 반면, 경상남도에서는 갈등 인식과 음(-)의 유의한 관련성을 보이는 것으로 나타났다.
표 10
가구소득(로그) 1단위 증가에 따른 지역별 평균한계효과(AME)
| 상호작용 변수 | 서울 AME (dy/dx) |
p | 경상남도 AME (dy/dx) |
p | 상호작용항 (경남×X) |
p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 가구소득(로그) | 0.033 | .112 | -0.042 | .028 | -0.075 | .005 |
[그림 3]은 가구소득(로그)을 10~90분위(p10~p90) 범위에서 구간화하여3) 구간화하여 지역별 사회갈등 인식 수준(조정예측값)을 제시한 것이다. 서울은 소득이 증가할수록 예측 사회갈등 인식이 완만하게 상승하는 반면, 경상남도는 소득이 증가할수록 예측값이 완만하게 하락하는 경향을 보여 두 지역의 기울기 차이가 확인된다. 이로 인해 낮은 소득 구간에서는 경상남도의 예측 사회갈등 인식이 서울보다 높게 나타나지만, 소득 수준이 높아질수록 두 지역의 격차가 축소되는 양상이 확인된다.
그림 3
가구소득(로그)와 지역에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값) (95% 신뢰구간)
주: 회귀모형에 통제변수를 포함하였으며, 기타 공변량은 평균값(atmeans)으로 고정하였음.
소득 수준별 지역 격차의 조건부 변화를 확인하기 위해 가구소득(로그)을 10~90분위 구간에서 5개 지점으로 고정하여 경상남도-서울 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이를 산출하였다(표 11). 그 결과, 소득이 낮은 구간에서는 경상남도 가 사회갈등 인식이 서울보다 유의하게 높게 예측되었으나, 소득이 증가할수록 그 격차는 점차 축소되어 상위 구간에서는 유의성이 약화되었다(p=.056). 이는 가구소득 수준이 높아질수록 서울-경상남도 간 사회갈등 인식의 격차가 완화되는 양상을 시사한다.
표 11
가구소득(로그) 수준별 지역 간 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이(경상남도-서울)
| 가구소득(로그) 지점 | (경남-서울) 차이 | 표준오차(SE) | p-value |
|---|---|---|---|
| 7.78 | 0.133 | 0.029 | <.001 |
| 8.06 | 0.112 | 0.025 | <.001 |
| 8.33 | 0.092 | 0.024 | <.001 |
| 8.61 | 0.071 | 0.024 | .003 |
| 8.88 | 0.050 | 0.026 | .056 |
라. 미래 기후변화 위험인식×지역
미래 기후변화 위험인식의 영향이 지역에 따라 달라지는지를 검증하기 위해 지역×미래 기후변화 위험인식 상호작용항을 포함한 회귀모형을 추정하였다(표 12). 분석 결과, 기후변화 위험 인식의 주효과는 서울에서 유의한 음(-)의 관련성으로 나타났으며(b=-0.089, p<.001), 상호작용항(경상남도×미래 기후변화 위험인식)은 정(+)의 방향으로 유의하게 나타났다(b=0.164, p<.001). 이는 미래 기후변화 위험으로 높게 인식할수록 사회갈등 인식이 낮게 나타나는 경향이 서울에서는 관찰되는 반면, 경상남도에서는 그 효과가 유의하게 반전됨을 의미한다. 지역별 한계효과(AME)분석에서도 동일한 패턴이 확인되었다. 미래 기후변화 위험인식이 1점 증가할 때, 사회갈등 인식은 서울에서 0.089점 감소하는 경향을 보인 반면(AME=-0.089, p<.001), 경상남도에서는 0.075점 증가하는 경향이 나타났다(AME=0.075, p=.013). 즉, 미래 기후변화 위험인식과 사회갈등 인식의 관련 방향은 두 지역에서 상이하며, 지역 맥락이 미래 기후변화 위험인식의 효과를 조절하고 있음을 보여준다.
표 12
미래 기후변화 위험인식×지역 상호작용 효과 및 지역별 평균한계효과(AME)
| 상호작용 변수 | 서울 AME (dy/dx) |
p | 경상남도 AME (dy/dx) |
p | 상호작용항 (경남×X) |
p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 미래 기후변화 위험인식 |
-0.089 | <.001 | 0.075 | .013 | 0.164 | <.001 |
[그림 4]는 미래 기후변화 위험인식 수준(1~4점)에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값)을 지역별로 제시한 것으로, 서울은 기후변화 위험인식이 증가할수록 예측 사회갈등 인식이 감소하는 하향 경향을 보인 반면, 경상남도는 기후변화 위험인식이 증가할수록 예측 사회갈등 인식이 증가하는 상향 경향을 보여 두 지역의 기울기가 교차하는 패턴이 관찰된다. 이러한 결과는 기후변화 위험 인식이 사회갈등 인식으로 연결되는 경로가 지역 맥락에 따라 상이하게 작동함을 시사한다.
그림 4
미래 기후변화 위험인식(1~4점)에 따른 사회갈등 인식 수준(조정예측값) (95% 신뢰구간)
주: 회귀모형에 통제변수를 포함하였으며, 기타 공변량은 평균값(atmeans)으로 고정하였음.
미래 기후변화 위험인식 수준에 따라 지역 간 격차가 어떻게 달라지는지를 확인하기 위해, 기후변화 위험 인식을 1~4점으로 고정한 조건에서 경상남도-서울 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이를 산출하였다(표 13). 그 결과, 기후변화 위험 인식이 낮은 구간에서는 경상남도의 예측 사회갈등 인식이 서울보다 유의하게 낮게 나타났으나(1점:-0.297, p=.001; 2점:-0.133, p=.015), 3점에서는 지역 간 차이가 유의하지 않았다(0.031, p=.239). 반면, 기후변화 위험 인식이 가장 높은 4점에서는 경상남도가 서울보다 0.196점 높게 예측되어(p<.001) 지역 격차의 방향이 역전되었다. 이는 기후변화 위험 인식 수준에 따라 지역 격차의 방향과 크기가 달라질 수 있으며, 특히 기후변화 위험 인식이 높은 집단에서 지역 맥락에 따른 차이가 강화될 가능성을 시사한다.
표 13
미래 기후변화 위험인식 수준별 지역 간 사회갈등 인식 수준(조정예측값) 차이(경상남도-서울)
| 미래 기후변화 위험 인식 | (경남-서울) 차이 | 표준오차(SE) | p-value |
|---|---|---|---|
| 1 | -0.297 | 0.088 | .001 |
| 2 | -0.133 | 0.054 | .015 |
| 3 | 0.031 | 0.027 | .239 |
| 4 | 0.196 | 0.033 | <.001 |
Ⅴ. 결론 및 제언
본 연구는 2024년 「청년 삶 실태조사」 자료를 활용하여 서울과 경상남도 청년의 사회갈등 인식 결정요인을 비교하고, 동일한 설명변수가 지역에 따라 상이하게 작동하는지를 검증하였다. 지역별 분리 회귀분석, 회귀계수 동일성 검정, 상호작용 분석의 단계적 접근을 통해 사회갈등 인식의 결정 구조가 지역 간에 이질적으로 작동함을 확인하였으며, 이는 지역을 단순한 배경변수가 아니라 변수 간 관계를 조절하는 맥락적 조건으로 재개념화할 필요성을 실증적으로 입증하였다.
분석 결과, 정치에 대한 관심, 소득불평등 인식, 미래 불평등 및 저출생·고령화 위험 인식은 서울과 경상남도 청년 모두에게 사회갈등 인식을 유의하게 증가시키는 공통 요인으로 확인되었으며, 사회에 대한 신뢰는 두 지역 모두에서 사회갈등 인식을 완화하는 보호 요인으로 작용하였다. 이는 정치관심과 불평등 인식이 사회갈등 인식을 강화한다는 선행연구(박준, 정동재, 2018; 장온정, 2025)와 사회신뢰가 갈등인식을 완화하는 보호 요인이라는 연구(Delhey & Newton, 2003; 박채림, 2025)를 재확인하는 결과이다. 그러나 본 연구의 핵심 발견은 이러한 공통 요인들의 효과 크기와 방향이 지역에 따라 유의하게 달라진다는 점이다. 회귀계수 동일성 검정 결과, 정치에 대한 관심, 사회에 대한 신뢰, 미래 기후변화 위험 인식, 가구소득에서 지역 간 계수 차이가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 이는 사회갈등 인식의 결정 구조가 지역이라는 맥락적 조건에 따라 이질적으로 작동함을 의미한다. 이러한 결과는 동일한 사회인식 결정요인이 집단 특성에 따라 차별적으로 작동할 수 있다는 구조적 이질성 논의(Brand & Xie, 2010; Breen & Jonsson, 2005)를 지역 맥락에 적용하여 실증한 것이다.
구체적으로 정치에 대한 관심이 사회갈등 인식에 미치는 정(+)의 영향은 서울에서 더 강하게 나타났는데, 이는 서울이 중앙 정치의 중심지이자 정보 접근성이 높은 지역으로 정치적 이슈와 갈등 담론이 일상적으로 노출되고 활발하게 논의되는 환경이기 때문으로 해석된다. 이는 Zaller(1992)의 정치사회화 논의에서 제시된 바와 같이, 정치적 정보 환경의 밀도가 높을수록 갈등 프레임에 대한 인지적 노출과 내면화가 강해지는 매커니즘이 지역 맥락에 따라 차별적으로 작동함을 보여준다. 정치관심이 낮은 구간에서 경상남도 청년의 예측 사회갈등 인식이 서울보다 높게 나타나다가 정치관심이 증가할수록 지역 격차가 축소되는 패턴은, 서울의 높은 정치 정보 환경 밀도가 정치관심의 갈등 인식 증폭 효과를 조절하는 핵심 맥락 조건으로 기능함을 시사한다. 반면 사회에 대한 신뢰가 사회갈등 인식을 완화하는 효과는 경상남도에서 더 강하게 나타났다. 경상남도는 서울에 비해 주거 안정성이 높고(자가 거주 비율 56.84% vs 36.07%) 전통적 공동체 문화와 대면적 관계망이 상대적으로 강하게 유지되는 지역으로 보고된 바 있으며(노혜진 외, 2024), 이러한 조건하에서 사회신뢰는 갈등 인식을 완화하는 더 강력한 기제로 작용할 수 있다. 이는 사회자본과 공동체적 관계망이 강한 지역에서 신뢰의 보호효과가 더 크게 나타날 수 있다는 Putnam(2007, 2015)의 사회자본 이론과 일관된다. 가구소득의 영향은 두 지역에서 상반된 패턴을 보였다. 서울에서는 소득이 사회갈등 인식에 유의한 관련성이 나타지 않았으나, 경상남도에서는 소득이 증가할수록 사회갈등 인식이 낮게 나타나는 경향이 확인되었다. 이는 서울의 높은 생활비와 주거비 부담 속에서 절대적 소득 수준이 증가하더라도 비교 기준점의 상향 이동 효과로 인해 상대적 박탈감이 쉽게 완화되지 않는 반면, 경상남도에서는 소득 증가가 실질적인 생활 안정성으로 보다 직접적으로 체감되어 사회 구조의 공정성 평가를 개선하는 방향으로 연결되는 차이를 반영한다. 이러한 지역별 소득 효과의 차이는 소득의 효과가 그 절대적 수준이 아니라 지역의 경제적 맥락과의 상대적 관계 속에서 규정된다는 점을 시사한다.
특히 주목할 만한 결과는 미래 기후변화 위험 인식의 영향이 두 지역에서 방향 자체가 상반되게 나타났다는 점이다. 서울에서는 기후변화 위험을 높게 인식할수록 사회갈등 인식이 낮아지는 경향이 관찰된 반면, 경상남도에서는 기후변화 위험 인식이 높을수록 사회갈등 인식이 높게 나타나는 정(+)의 관련성이 확인되었다. 서울에서의 음(-)의 관계는 기후위기가 젠더, 세대, 계층 등 국내 분절적 갈등 의제라기보다 공동의 위험으로 인식되면서 사회문제에 대한 해석이 갈등 프레임보다 통합·공동대응 프레임으로 이동했을 가능성을 시사한다. 또한 정책, 정보, 생활 인프라에 대한 접근성이 높은 환경에서는 위험 인식이 불안이나 부담의 증폭으로만 전이되기보다 대응 가능성의 체감과 결합될 수 있으며, 이 경우 사회갈등 인식이 완화되는 방향으로 나타날 여지가 있다. 반면 경상남도는 창원·거제·통영 등 조선·기계·자동차 산업이 집중된 지역이자, 하동·사천·고성 등 농업·어업 의존도가 높은 지역을 포함하고 있어, 기후변화로 인한 산업 구조 재편과 탄소중립 정책의 압력이 청년층에게 일자리 감소, 지역 쇠퇴, 수도권-비수도권 격차 심화와 같은 사회경제적 갈등 구조로 연결될 수 있다. 따라서 경상남도 청년에게 기후변화는 환경 의제를 넘어 지역 간 불평등, 세대 간 부담 배분, 산업 전환 과정에서의 계층 갈등 등 다층적 사회갈등과 결부된 복합적 위험으로 인식될 가능성이 크다. 이러한 해석은 기후변화가 산업구조 및 고용 안정성과 밀접하게 연결되어 있으며, 특히 제조업 중심 지역에서 환경 정책이 경제적 불안정으로 체감될 수 있다는 연구(김수정, 2025; Evans, 2002; Scarpa, 2003)와 일치한다.
본 연구는 기존 연구들이 제시한 사회갈등 인식의 일반적 결정요인을 재확인하면서도, 지역이라는 맥락적 조건에 따라 동일한 요인이 다르게 작동할 수 있음을 실증적으로 확인하였다는 점에서 차별적 의의를 갖는다. 기존 연구들은 사회갈등 인식의 평균 수준이나 일반적 결정요인을 제시하는 데 집중하거나(박준, 정동재, 2018; 장온정, 2025; 박채림, 2025) 지역을 통제변수로 처리하는 경향이 있었다. 본 연구는 이러한 한계를 극복하기 위해 첫째, 지역을 단순한 배경변수가 아니라 사회갈등 인식의 결정 구조 자체를 변화시키는 맥락적 조건으로 재개념화하였다. 둘째, 단순 평균 비교를 넘어 회귀계수 동일성 검정을 통해 지역 간 계수 차이를 통계적으로 엄밀하게 검증하였다. 셋째, 상호작용 분석을 통해 지역의 조절효과를 직접 검증하고, 조정예측값과 조건부 한계효과 분석을 통해 지역 격차가 특정 변수 수준에 따라 어떻게 변화하는지를 직관적으로 제시하였다. 이러한 단계적 분석 전략은 지역 맥락의 조절 효과를 방법론적으로 엄밀하게 규명함으로써, 청년층 사회인식 연구에서 지역을 보다 체계적으로 고려해야 함을 시사한다.
본 연구의 결과는 청년 정책이 지역 맥락을 고려한 차별화된 접근을 취해야 함을 시사한다. 첫째, 경상남도에서 사회신뢰가 갈등 인식과 가장 강한 음(-)의 연관성을 보이는 보호 요인으로 확인된 결과를 바탕으로, 지역 공동체 활성화, 청년 네트워크 지원, 참여형 거버넌스 강화 등 사회신뢰를 증진하는 정책이 효과적일 수 있다. 구체적으로 지역 내 청년 자조 모임, 멘토링 프로그램, 공동 주거 지원 등 관계망 형성을 지원하는 사업과, 지역 현안에 대한 청년 참여형 거버넌스 채널을 확대함으로써 사회적 신뢰 기반을 강화하는 정책 수단을 고려할 수 있다. 이는 사회자본 형성이 지역사회 통합을 촉진한다는 연구(Putnam, 2007, 2015; Uslaner, 2002)와 청년의 사회관계망 및 공동체 참여가 사회인식 개선에 기여할 수 있다는 선행연구(김승연, 박민진, 2021)에 근거한다. 둘째, 서울에서 정치에 대한 관심이 사회갈등 인식과 가장 강한 정(+)의 관련성을 보이는 요인으로 확인된 결과를 바탕으로, 갈등 담론의 건설적 전환과 균형 잡힌 정보 제공 환경이 필요하다. 갈등 프레임 편향을 완화하는 미디어 리터러시 교육, 다양한 관점의 정치 정보 접근을 지원하는 플랫폼 확대, 청년이 갈등 현안에 대해 건설적으로 참여할 수 있는 숙의 민주주의 채널 마련 등이 구체적 정책 수단으로 고려될 수 있다. 셋째, 기후변화 대응 정책은 지역의 산업 구조와 청년 고용 안정성을 함께 고려해야 한다. 경상남도에서 기후변화 위험 인식이 사회갈등 인식과 정(+)의 관련성을 보이는 것은 산업 전환 과정에서 청년이 경험하는 고용 불안정과 지역 쇠퇴 우려가 반영된 결과이다. 따라서 탄소중립 정책과 함께 청년 일자리 창출, 산업 전환 지원, 지역 균형 발전 정책이 통합적으로 추진되어야 기후변화 대응이 사회갈등 심화로 전이되는 것을 완화할 수 있다. 구체적으로 탄소중립 전환 취약 업종 청년 재취업 지원, 친환경 신산업 청년 인력 양성 프로그램, 기후변화 대응과 지역 경제 활성화를 연계한 통합적 지역 정책 설계가 필요하다.
본 연구는 몇 가지 한계를 지니며, 이는 후속 연구를 통해 보완될 필요가 있다. 첫째, 본 연구는 서울과 경상남도 두 지역만을 비교하였기 때문에, 연구결과를 전국 또는 다른 지역으로 일반화하는 데 신중을 기해야 한다. 향후 연구는 수도권(인천·경기), 광역시(부산·대구·광주 등), 그리고 다양한 비수도권 지역을 포괄하는 다지역 비교 연구를 통해 지역 맥락의 다양성을 보다 체계적으로 검증할 필요가 있다. 둘째, 경상남도 내부의 이질성을 고려하지 못한 한계가 있다. 경상남도는 창원·김해와 같은 대도시와 산청·거창·하동과 같은 농촌지역을 모두 포함하는 광역자치단체로, 도시와 농촌 간 산업 구조, 고용 기회, 생활 환경, 공동체 특성이 상이할 수 있다. 본 연구는 경상남도를 단일한 지역으로 분석하였으나, 실제로는 도 내부에서도 대도시 청년과 농촌지역 청년의 사회갈등 인식 형성 과정이 다를 가능성이 있다. 따라서 향후 연구는 광역자치단체 내 시·군 단위의 세분화된 분석을 통해 지역 내부의 이질성을 고려한 보다 정교한 이해를 도모할 필요가 있다. 셋째, 본 연구는 횡단 자료를 사용하였기 때문에 변수 간 인과관계를 명확히 규명하는 데 한계가 있다. 예컨대 사회신뢰가 사회갈등 인식을 완화하는지, 혹은 사회갈등 인식이 낮은 사람이 사회신뢰를 높게 형성하는지에 대한 인과 방향을 단정하기 어려우며, 마찬가지로 정치관심이 높을수록 사회갈등 인식이 높게 나타나는지, 혹은 사회갈등 인식이 높은 청년이 정치에 더 관심을 갖게 되는 역 인과의 가능성도 배제할 수 없다. 향후 종단 자료를 활용한 패널 분석이나 교차지연 모형을 통해 변수 간 인과 경로를 보다 명확히 검증할 필요가 있다.
이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 청년층 사회갈등 인식 연구에서 지역을 맥락적 조건으로 재개념화하고, 지역에 따라 결정 구조가 이질적으로 작동함을 통계적으로 엄밀하게 검증함으로써 기존 연구의 공백을 메우고 향후 연구의 이론적·방법론적 토대를 제공하였다는 점에서 의의를 갖는다. 청년 정책과 사회통합 정책의 실효성을 높이기 위해서는 지역의 구조적·문화적 특성을 고려한 차별화된 접근이 필요하며, 본 연구의 결과는 이러한 정책 설계의 근거로 활용될 수 있을 것이다.