총박탈점수 -0.666*** -0.965*** -0.597*** -0.538**
(0.080) (0.185) (0.099) (0.203)
여성(남성=0) 1.751** -0.903 2.849*** 1.452
(0.633) (1.211) (0.850) (1.795)
자영자 -1.983* 0.384 -2.078 -1.968
(0.855) (2.372) -1.115 -1.933
비정규직근로자 -2.095* -2.218 -2.073 -1.151
(0.969) (1.835) -1.295 -2.613
정규직근로자 0.467 0.177 0.565 4.09
(0.861) (1.479) (1.181) (4.494)
상수 42.990*** 48.005*** 41.637*** 44.209***
(1.301) (5.943) (1.480) (1.994)
N 3,669 948 2,281 440
r2 0.028 0.037 0.03 0.026
구분 전체 35세 미만 35-64세 65세 이상
여성(남성=0) 1.648** -0.978 2.688** 1.445
(0.633) (1.219) (0.850) (1.810)
자영자 -2.103* 0.257 -2.296* -1.921
(0.856) (2.379) (1.117) (1.985)
비정규직근로자 -2.110* -2.107 -2.108 -1.367
(0.969) (1.843) (1.295) (2.653)
정규직근로자 0.253 0.227 0.177 4.225
(0.864) (1.490) (1.185) (4.539)
상수 43.905*** 48.402*** 43.079*** 44.989***
(1.330) (5.971) (1.527) (2.097)
박탈의 영역별로 전반적인 사회통합 인식에 미치는 영향을 분석한 결과, 전체적으로 기초생계 박탈과 문화 박탈, 그리고 미래 대비에 대한 박탈이 사회통합에 대한 부정적 인식에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 일상생활에서의 기본적인 박탈을 경험하 거나, 보편적으로 향유할 것으로 기대되는 문화생활 또는 사회적 지지로부터 소외되거 나, 미래의 불안정에 대비하지 못하고 있는 경우 우리 사회의 통합도에 대해 부정적 인 식이 더 강하게 나타날 수 있음을 의미한다. 특히, 연령대별로 볼 때, 35세 미만의 청년 은 절대적․기초적 박탈 경험이 높을수록, 중장년은 문화생활을 향유하기 어렵거나, 미 래 불안정성에 노출되어 있을수록 사회통합에 부정적 인식이 강하다는 점은 시사적이 다. 다만 노인의 경우 총박탈과는 달리 영역별 박탈은 개별적으로 사회통합 인식에 통 계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
나. 사회적 포용에 대한 인식
다음으로, 박탈이 사회적 포용에 대한 인식에 미치는 영향을 분석한 결과는 아래 표 와 같다. 앞서 전체적인 사회통합도에 대한 인식에서와 마찬가지로 총박탈점수는 사회 적 포용에 대한 인식에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히, 연 령별로 볼 때 35세 미만의 청년의 경우 박탈점수가 높을수록 우리나라의 사회적 포용 도가 낮다고 인식할 확률이 매우 높게 나타났으며, 노인의 경우 그 정도는 청년에 비해 약하지만 역시 포용도 인식에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만 중장년층의 경 우 박탈점수와 사회적 포용에 대한 인식 간에는 통계적으로 유의미한 관계가 없었다.
인구학적 변수 중에서는, 청년이 중장년층이나 노인에 비해 우리나라의 사회적 포용 도가 낮은 것으로 평가함을 알 수 있다. 또, 전체적인 사회통합 인식에서와 마찬가지 로, 중장년층 여성이 남성에 비해 우리나라의 사회적 포용도를 더 높게 평가하는 것으 로 나타났다. 노인의 경우, 실업자와 자영자가 비경활인구에 비해 사회적 포용도에 더 부정적으로 인식하고 있는 것으로 나타났다.
구분 전체 35세 미만 35-64세 65세 이상
총박탈점수 -0.239*** -0.738*** -0.062 -0.329*
(0.068) (0.158) (0.086) (0.149)
상수 37.950*** 39.521*** 36.981*** 43.860***
(1.117) (5.078) (1.294) (1.462)
〈표 5-11〉 박탈 영역별 점수가 사회적 포용에 대한 인식에 미치는 영향
상수 38.651*** 40.390*** 38.050*** 44.919***
(1.140) (5.071) (1.336) (1.531)
N 3,669 948 2,281 440
r2 0.020 0.045 0.017 0.062
다. 사회적 신뢰에 대한 인식
경우 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 다만, 특이할만한 점 은 대학 이상의 고학력자일수록 우리나라 사회의 신뢰도를 낮게 평가하는 경향이 있다 는 점이다. 이러한 경향은 중장년층에서만 통계적으로 유의미하게 나타났다.
〈표 5-12〉 총박탈점수가 사회적 신뢰에 대한 인식에 미치는 영향
구분 전체 35세 미만 35-64세 65세 이상
총박탈점수 -0.434*** -0.784*** -0.363*** -0.239
(0.067) (0.161) (0.082) (0.166)
상수 38.787*** 39.845*** 38.440*** 41.601***
(1.095) (5.163) (1.228) (1.631)
N 3,669 948 2,281 440
r2 0.022 0.041 0.019 0.035
박탈의 영역별로 사회적 신뢰에 대한 인식에 미치는 영향을 살펴보면, 앞서의 결과
구분 전체 35세 미만 35-64세 65세 이상
상수 39.373*** 40.669*** 39.519*** 42.121***
(1.118) (5.161) (1.268) (1.708)
N 3,669 948 2,281 440
r2 0.027 0.052 0.025 0.047
〈표 5-13〉 박탈 영역별 점수가 사회적 신뢰에 대한 인식에 미치는 영향
제4절 소결
없었다. 셋째, 박탈점수가 높을수록 우리나라가 신뢰도에 대해 부정적으로 인식하는 경향이 강하게 나타나고 있었지만, 연령대별로는 차이가 있었다. 연령별로는 청년과 중장년층은 총박탈점수가 사회적 신뢰에 대한 인식에 부정적 영향을 미치는 것으로 나 타났지만, 노인의 경우 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 넷 째, 35-64세 인구의 경우에는 사회적 포용 및 사회적 신뢰에 대한 인식에서 문화 박탈 의 경우가 유의하게 인식 수준을 낮추는 것으로 나타났다. 가족여행 등 가족과의 여가 시간, 위로받을 수 있는 친척이나 친구의 존재와 같은 사회적 네트워크가 부족할수록 사회적 포용, 또는 사회적 신뢰에 대한 인식이 부정적임을 확인하였다.
분석의 결과가 가지는 이론적․정책적 시사점은, 첫째, 지금까지 개인이나 가구의 경 제적 수준에 대한 대리변수로서 주로 소득이나 지출—드물지만 재산—을 많이 활용해 왔으나, 본 연구에서는 경제적 수준의 대리변수로서 박탈지표의 가능성을 확인해 주고 있다. 경제적 수준의 대리변수로서 박탈지표는 총량적 수준에서 소득이나 재산과 상관 관계를 가지기는 하지만, 의외로 상관관계의 수준이 높지 않을 뿐 아니라(0.2 내외), 사회통합 인식에 더 유의미한 변수로 확인된다.19) 특히, 중장년층의 경우 소득과 재산 의 빈곤율은 노인에 비해 훨씬 낮지만, 지난 1년간 절대적 박탈을 하나라도 경험한 사 람의 비율은 노인보다 오히려 더 높게 나타났다는 점은 시사적이다. 중장년층은 노동 시장에서 가장 활발하게 경제활동을 하고 있는 인구 집단인 만큼 상시적인 빈곤에 빠 질 위험은 노인에 비해 상대적으로 적지만, 그 만큼 생애주기상 교육비, 주거비 등의 지출 부담도 가장 많은 연령대이니만큼 소득 수준이 생활 영역 전반의 수준을 대변한 다고 보기에 어려울 수 있다. 따라서 가구나 개인의 경제적 수준에 대한 보조지표로서 박탈지표의 활용 가능성은 매우 높다 하겠다.
둘째, 박탈지표는 다차원적 박탈의 영역별로 사회통합 인식에 미치는 영향을 분석함 으로써, 어떠한 박탈의 영역이 사회통합 인식에 더 큰 영향을 미치는지 확인할 수 있었 다. 본 연구 결과에서는 특히, 기초생계 박탈과 문화적 박탈, 그리고 미래 대비에서의 박탈이 사회통합 인식에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
셋째, 35세 미만 청년의 경우 기초생계의 박탈이 일어날 경우 사회통합의 포괄적 영 역에서 부정적 인식이 강화될 가능성이 높았다. 생애주기상 사회의 첫발을 내딛기 시
19) 미미하지만 사회통합 인식과 상관관계 수준이 더 높았고, 지면에 게재하지는 않았으나 소득, 재산, 혹은 소득 계층을 투입한 결과에 비해 통계적으로 더 유의미한 결과를 얻었다.
작하는 시점부터 결핍을 안고 출발한다는 것은 청년의 전반적인 인식에 부정적 영향을 미칠 수 있음은 주지의 사실이다. 2015년 사회통합 실태조사 보고서(여유진, 정해식 등, 2015)의 ‘최근 세대로 올수록 사회의 기회구조가 점점 고착화되는 경향이 있다’는 결과와 연결지어 볼 때 이러한 결과가 가져올 수 있는 사회적 파장은 적지 않을 수 있 다. 사회이동 통로 확대와 청년 기초생계 보장에 대한 사회정책적 관심이 요구되는 결 과이다.
마지막으로, 중장년층의 경우 특히 문화적 박탈과 미래 대비 박탈이 일어날 때 사회 통합에 대해 부정적 인식이 강화되는 경향을 보였다. 이러한 결과는 OECD 2위의 긴 평균 근로시간20)으로 대변되는 “피로사회”로서, 한국의 한 단면을 보여 준다. 즉, 문화 적 박탈의 결과는 가족관계와 사회적 지지체계 전반에 영향을 미칠 수 있으며, 특히 상 대적으로 여성에 비해 남성은 이러한 결과에 더 큰 영향을 받을 가능성이 높다. 중장년 층의 경우 유독 상대적으로 남성이 여성에 비해 사회통합에 대해 부정적 인식을 가지 고 있다는 결과와, 문화적 박탈이 높을수록 사회통합에 부정적 인식을 가질 가능성이 크다는 결과를 결합해 보면 이러한 그림은 대략 들어맞는다. 더불어 미래에 대해 제대 로 대비하지 못하고 있을수록 우리나라의 사회통합에 대해 부정적으로 인식하는 경향 이 있다는 결과는 특히 소득보장 정책과 관련하여 시사적이다. 한창 경제활동을 하는 연령임에도 불구하고, 저축과 미래 대비의 여력이 부족할 뿐만 아니라, 이를 보장해 줄 공적 보장제도도 미약하다는 사실은 경제활동인구의 상시적 불안감을 안겨주는 기제 로 작동할 수 있으며, 그 결과는 사회에 대한 불만과 불신일 수 있음은 주지의 사실이다.
20) 한국의 1인당 평균 근로시간은 2,113시간으로 OECD 회원국 34개국 평균(1,766시간)보다 347시간 더 많다[한국일보(2016.8.15.자), “한국 근로자 노동시간 OECD 2위, 임금은 중하위권”].