한국의 직업위세 평가의 변화: 1990-2016
계봉오
1)․ 황선재
2) 요약 이 연구는 한국의 직업위세 평가가 1990년 이후 어떻게 변화했는지를 살펴본다. 현대사회에서 직업은 사회경제적 지위를 결정하는 매우 중요한 요소이고 직업위세 평가는 한 사회의 계층구조 를 이해하는 데 중요한 함의를 갖는다. 기존의 사회학적 연구들은 직업위세 평가의 시공간적 안 정성에 초점을 맞췄는데, 이 연구는 지난 한국사회의 직업위세 평가의 변화 및 교육수준에 따른 직업위세 평가의 차이를 살펴본다. 연구 결과는 다음과 같이 요약할 수 있다. 첫째, 한국사회에 서 직업위세 분포의 변이는 지난 30여 년 동안 줄어들었다. 그러나 같은 기간 동안 직업위세 순 위 자체는 거의 변화하지 않았다. 둘째, 개별 직업의 위세에 대한 평가는 교육수준별로 통계적으 로 유의미한 차이를 보여주지만, 이 차이는 실질적으로는 그리 크지 않다. 이러한 분석결과는 부 분적으로 직업위세 평가의 안정성을 강조한 기존의 사회학적 연구결과들과 일치한다. 마지막으 로 단순노무직에 대한 전반적인 평가는 긍정적으로 변화했지만, 교육수준에 따른 차별적 평가는 오히려 부정적인 방향으로 변화했다. 단순노무직 종사자 중 외국인노동자들의 비중이 증가했다 는 점과 교육수준이 사회경제적 지위의 중요한 지표라는 점을 고려하면, 이러한 변화는 외국인 노동자들에 대한 전반적인 인식의 개선에도 불구하고 계층/계급에 따른 외국인노동자들에 대한 차별적 인식이 강화되었음을 시사한다. 주요용어 : 직업위세, 사회계층, 불평등, 한국사회과학조사(KAMOS)1. 연구배경
이 연구는 한국사회에서 직업위세(occupational prestige)에 대한 평가가 지난 30여 년간 어떻게 변화했는지를 살펴본다. 직업위세는 한 사회의 계층구조를 이해하는 데 중요한 함의를 갖기 때문에, 사회계층 연구의 주요 주제로 다루어져 왔다. 또한 현대 사회에서 직업은 개인의 사회경제적 지위를 결정하는 매우 중요한 요인이기 때문에, 특정 직업의 위세는 그 직업을 갖고 있는 사람들의 사회경제적 지위를 결정하는 매우 중요한 요소이다. 그런데 직업위세의 분포는 대부분의 사회에서 비슷한 형태를 보여 주는 것으로 보고되고 있다(Treiman 1977). '트라이만 상수(Treiman constant)'라 불 리는 이러한 발견은 지난 반세기 동안 사회계층 연구의 가장 중요한 연구성과 중의 하나로 평가받고 있다(Hout and DiPrete 2006). 이는 사회경제적 발전 정도, 문화적 규범 혹은 관행이 이질적인 여러 사회들이 직업들의 사회적 위계(hierarchy)에 대해서 는 공통적인 평가체계를 갖고 있음을 함의한다. 이는 직업위세가 사회경제적 지위를 1) 주저자. 서울특별시 성북구 정릉로 77, 국민대학교 사회학과, 조교수. E-mail: bkye@kookmin. ac.kr 2) 교신저자. 대전광역시 유성구 대학로 99, 충남대학교 사회학과, 조교수. E-mail: sunjaeh@cnu. ac.kr측정하는 핵심적인 도구로 사용되어 온 이유 중 하나라고 할 수 있다(Blau and Duncan 1967). 이 연구는 한국사회에서 직업위세 평가체계가 지난 30여 년 동안 어떻게 변화했는 지 파악하는 것을 목적으로 한다. 다른 국가에서와 같이 한국사회에서도 트라이만 상 수라 불리는 전반적인 직업위세 평가 체계의 기본적인 안정성이 존재하겠지만, 구체 적인 직업위세 평가는 시기와 사회집단에 따라 어느 정도 다르게 나타날 가능성 또한 존재한다. 첫째, 한국사회는 급격한 경제발전과 직업구조의 변동을 경험했기 때문에 직업위세에 대한 평가가 시기별로 변화했을 가능성이 있다. 예전에는 존경받던 직업 이 더 이상 그렇지 않을 수 있으며, 반대의 경우 또한 가능하다. 예를 들어, 급속한 자본주의의 발전으로 경제적 보상에 따른 직업 평가가 중요해질 가능성이 있으며, 전 통적으로 존경받던 직업이지만 경제적 보상은 그리 높지 않은 직업군에 대한 평가는 하락할 수 있다. 또한, 2000년대 들어 급증하고 있는 외국인 노동자들의 유입은 직업 위세 평가 체계에 변화를 가져왔을 가능성이 존재한다. 물론 이와 같은 변화가 반드 시 직업위세 평가 체계의 안정성 혹은 보편성을 부정하는 것은 아닐 수 있다. 그럼에 도 불구하고 개별 직업에 대한 평가가 계층불평등 구조에 대한 주관적인 판단을 반영 한다는 점을 고려할 때, 이러한 직업위세 평가의 시계열적 변화 가능성은 충분히 연 구할 가치가 있다. 둘째, 한 사회가 매우 견고한 위계구조를 갖고 있는 경우에는 직업 위세 점수(occupational prestige score) 분포의 변이(variation)가 높게 나타날 가능성 이 있으며, 위계구조가 약한 사회의 직업위세 점수는 직업에 따라 크게 달라지지 않 을 가능성이 높다. 한국사회의 불평등구조는 그 동안 빠른 속도로 변화해왔기 때문에, 직업위세의 변이 또한 변화했을 가능성이 존재한다. 마지막으로, 직업위세에 대한 평 가가 개인의 특성에 따라 다르게 나타날 가능성 또한 존재한다. 만약 사람들이 자신 과 비슷한 일을 하는 직업군을 높이 평가하는 경향이 있다면, 대졸자들은 기자, 대기 업 부장 등 대졸자 중심의 직업군을 고졸자들보다 높게 평가할 가능성이 있으며, 물 론 정반대의 가능성 또한 존재한다. 이 연구는 직업위세 평가 체계가 시기별, 집단별로 상이하게 나타날 수 있을 가능 성을 형평조사 자료(1990, 2000), 한국종합사회조사 자료(2009), 한국사회과학조사 자 료(2016)를 비교함으로써 검토하고자 한다. 이는 직업위세를 사회경제적 지위를 측정 하는 보조적인 도구로 활용해 온 그간의 사회계층 연구의 전통에서 벗어나(Blau and Duncan 1967; Hauser and Warren 1997), 직업위세 자체를 연구의 주제로 삼는다는 의미를 갖는다. 또한, "20대 80사회", "수저계급론" 등으로 대표되는 불평등의 증가에 대한 사회적 우려의 증가 속에서 직업위세에 대한 한국인의 평가 변화를 살펴봄으로 써, 계층불평등에 대한 인식 변화의 한 단면을 살펴본다는 의미를 지닌다.
2. 선행연구: 직업위세의 개념 및 측정
직업위세는 사회구성원들이 공유하는 특정 직업에 대한 평가로 정의할 수 있는데 (Treiman 1977), 이는 한 사회의 위계구조를 반영한다. 막스 베버에 따르면 불평등에는 여러 차원이 존재하는데, 경제적 자원(economic resources) 및 정치적 권력 (political power)과 더불어 사회적 지위(social status)는 불평등의 주요한 요소이다 (Weber 1946). 이 때 위세(prestige)는 사회적 지위의 핵심이라고 할 수 있다. 직업위 세는 쉴즈가 말하는 존경(deference)과 긴밀하게 연결되는데(Shils 1968), 이는 반드시 자발적일 필요는 없지만 상위계층에 대해서 사람들이 일반적으로 공유하는 존중 (respect)에 기반한다. 즉, 직업위세에 대한 평가는 한 사회의 위계구조(hierarchical structure)에 대한 사회적 합의(consensus)를 반영하는 것으로 이해할 수 있다. 위세 혹은 존경이 불평등 일반과 맺는 관계는 전통사회의 불평등 구조를 예로 들 어 설명할 수 있다. 조선시대의 상층양반과 그들의 노비와의 관계는 경제적, 정치적 차원에서만 설명할 수 없다. 즉, 노비를 소유한 양반들의 노비의 노동력에 대한 통제 는 경제적 자원 혹은 시장상황에 대한 통제를 의미하는 경제적 자원의 차이나 상대방 의 의지에 반하는 것을 강제할 수 있는 정치적 권력(Weber 1946)의 차이로만 설명할 수 없으며, 어느 정도는 양반들이 노비들로부터 얻을 수 있었던 존경(deference)에 기 반한 것이었다(미야지마 히로시 2014; 권내현 2014). 또한 조선시대 과거 급제자가 지 방관으로 파견되었을 때 백성을 통제할 수 있었던 중요한 이유 중 하나는 학문의 수 양이 덕의 수양과 등치되었을 뿐 아니라, 과거급제자는 이러한 덕을 일반 민중보다 더 많이 쌓았을 거라는 믿음에 근거한다(미야지마 히로시 2014). 즉, 지방관의 인민에 대한 통제는 경제적 자원과 정치적 권력에만 의존한 것이 아니라 덕을 수양한 자에 대한 마땅한 존경이라는 일종의 후광 때문에 가능했던 것이다. 물론 현대 자본주의사 회에서 이와 같은 직업위세의 후광이 작용하는 것은 예외적일 것이다. 그럼에도 불구 하고 특정 직업군에 대한 사람들의 평가는 이와 같은 존경 혹은 무시를 반영하고 있 다. 예를 들어, 일반적으로 높은 위세를 갖는 직업군인 판사와 교수의 경우에는 이들 직업군이 높은 수준의 지적 능력을 요구한다는 공통점이 있다. 판사나 교수가 반드시 경제적 부와 정치적 권력을 소유하지 않는다는 점을 고려할 때, 직업위세는 경제적 자원이나 정치적 권력과는 구별되는 사회적 지위와 긴밀하게 연결된다는 것을 알 수 있다. 마찬가지로 하위 직업군에 대한 부정적 평가 또한 경제적, 정치적 차원을 넘어서 사회적인 위세를 반영한다고 할 수 있다. 이는 사회경제적 지위 지수(socioeconomic status index)를 측정하는 도구로 직업위세가 광범위하게 활용되어 온 이유라고 할 수 있다. 일반적으로 직업위세는 표본조사에서 응답자에게 특정 직업의 명칭을 알려주고 그 직업을 특정한 척도에 따라 평가하게 한 후, 그 수치의 평균을 구해서 측정한다. 미국 의 대표적인 직업위세 연구는 1989년 미국종합사회조사(General Social Survey)에서 개별 응답자에게 740개의 직업 중에서 선택된 110개에 대해서 9점 척도로 평가하게 하고, 이를 0-100의 값을 갖게끔 변환해서 측정했다(Nakao and Treas 1994). 이 때 110개의 직업 중 40개의 직업에 대해서는 모든 응답자가 응답하게 했는데, 이는 개인 간 직업평가의 이질성을 확인하기 위함이었다. 이러한 방식은 응답부담이 매우 크기 때문에, 이후의 조사에서는 이러한 방식으로 직업위세를 측정한 연구는 필자들이 파 악한 바로는 없다. 한국의 경우에는 1990년 형평조사, 2000년 형평조사, 2009년 한국 종합사회조사(Korea General Social Survey, KGSS)에서 30개씩의 직업에 대해서 응
답자들이 5점 척도로 평가하게 하고, 이를 0-100점의 값을 갖게끔 변환해서 측정했다 (석현호 2000; 유홍준·김월화 2006; 차종천 1998). 개별 연도의 자료는 다소 다른 직업 군에 대해서 응답자들이 평가하게 했기 때문에 30개 직업 모두에 대한 위세 평가가 어떻게 변화했는지를 파악하는 데는 어려움이 있다. 2016 한국사회과학조사 자료 (Korean Academic Multi-mode Open Survey, KAMOS)는 2000년 형평자료와 동일한 직업군에 대해서 직업위세를 평가하게 했다. 이 연구는 4개 자료 모두에서 동일한 용 어로 질문한 21개 직업에 대한 직업위세를 분석한다.3)
직업위세를 사회경제적 지위 구성을 위한 도구로 사용하려면 나카오와 트레스의 방식(Nakao and Treas 1994)이 사용되는 것이 바람직하다. 이는 사회경제적 지위의 측정단위인 개별 직업에 대한 직업위세 점수를 측정할 수 있기 때문이다. 즉, 모든 직 업에 대한 정보를 활용해서 사회경제적 지위 지수를 구성하기 때문에 신뢰성이 높은 사회경제적 지위 지수를 구성할 수 있다고 할 수 있다. 실제로 나카오와 트레스의 직 업위세 점수는 하우저와 워렌에 의해서 미국의 사회경제적 지위 지수를 재구성하는 데 활용되었다(Hauser and Warren 1997). 한국의 경우에는 형평자료를 활용해서 사 회경제적 지위를 측정하는 연구가 제시되었다(유홍준·김월화 2006; 차종천 1998). 이 들 연구는 30개의 제한된 수의 직업을 자료로 해서 던컨의 회귀식에서 얻어진 결과로 사회경제적 지위를 구성했기 때문에(Blau and Duncan 1967), 사회경제적 지위 지수의 신뢰성에 다소 문제가 생기는 것을 피할 수 없다. 트라이만의 연구(Treiman 1977) 이후 대부분의 연구들은 직업위세 자체를 위한 연구보다는 사회경제적 지위의 측정도구로서 직업위세를 활용하는 것에 초점을 맞춰 왔다.4) 이는 부분적으로 트라이만 상수가 계층연구자들의 광범위한 지지를 받은 것 에 기인한다고 할 수 있다. 즉, 직업위세는 기본적으로 시간적, 공간적으로 다르지 않 게 나타난다는 합의가 존재했기 때문에, 직업위세 평가의 국가 간 차이나 시간적 변 화는 연구주제로 각광받지 못했다고 할 수 있다. 이와 같은 맥락에서 한 사회 내에서 집단 간에 직업위세 평가가 다를 수 있는 가능성 또한 적극적으로 연구되지 않았다. 이 연구는 앞서 언급한 네 가지 자료를 활용하여 한국사회에서 직업위세 평가가 지난 20여 년간 어떻게 변화했으며, 집단 간에 직업위세 평가 체계가 어떻게 다른지 살펴 보고자 한다.
3. 연구문제
첫째, 한국사회에서 직업위세의 평가는 시기에 따라 어떻게 변화했는가? 전반적인 3) 몇몇 직업군의 경우에는 표현이 약간 바뀐 경우가 있는데(이발사-이·미용사, 택시기사-택시 운전수 등), 이들을 포함하여 분석할 수도 있겠지만 단어의 어감에 따라 직업위세 평가가 영 향을 받을 수 있기 때문에 측정도구의 일관성을 확보하기 위해서모든 연도에서 동일한 단어 를 사용하여 물어본 직업들로만 분석대상을 한정한다. 4) 트라이만의 경우, 직업위세의 국가 간 유사성에 근거해서 표준국제직업위세 점수(Standard International Occupational Prestige Scale, SIOPS)를 제시했으며(Treiman 1977), 이는 다소 간의 변형을 거쳐 현재까지 광범위하게 사용되고 있다.직업위세 체계는 변하지 않았다 할지라도, 직업위세 점수 분포의 변이(variation)는 시 기에 따라 증가 혹은 감소할 수 있다. "수저계급론"으로 대표되는 사회이동 가능성의 하락에 대한 우려는 한국사회에서 불평등에 대한 인식이 강화되고 있음을 보여 준다. 최근 연구들에 따르면, 한국사회에서 세대 간 사회이동 가능성은 최근 출생 코호트에 서 다소 줄어들고 있으며(계봉오·황선재, 2016) 최근 출생 코호트의 세대 간 사회이동 가능성에 대한 인식 또한 이전보다 부정적이다(이왕원·김문조·최율, 2016), 이러한 변 화는 직업위세 점수 분포의 변이의 증가로 이어질 수 있다. 즉, 사람들이 계층구조의 경직성이 증가하고 있으며 있는 상황에서 계층을 결정하는 가장 중요한 요인 중의 하 나인 직업 간의 차이를 예전보다 크게 인식할 수 있는 가능성이 존재한다. 이와는 반 대로 최근 불평등에 대한 우려의 증가가 상층 직업군에 대한 사회적 신뢰의 하락과 연결된다면, 이는 이들 직업군들의 직업위세 점수를 낮추고 결과적으로는 직업위세 점수 분포의 변이를 감소시킬 가능성 또한 존재한다. 예를 들어, 전통적으로 직업위세 가 매우 높은 직종인 법조인들의 경우 최근 들어 전관예우 등의 불미스러운 사건으로 인해 사회적으로 비난의 대상이 된 경우가 많은데, 이는 상층 직업군의 직업위세를 낮추어 직업위세 점수 분포의 변이를 감소시킬 가능성이 존재한다. 이 연구에서는 1990-2016년 시기의 직업위세 점수의 분포의 변화를 살펴봄으로써 이를 경험적으로 검증하고자 한다. 둘째, 직업위세에 대한 평가는 개인의 특성에 따라 달라질 수 있는가? 우선, 교육 수준에 따라 직업군에 대한 평가가 어떻게 다른지 생각해 볼 수 있다. 이와 관련하여 몇 가지 가능성을 고려할 수 있다. 우선, 현대사회에서 교육수준은 사회경제적 지위를 결정하는 매우 중요한 요소이다. 만약 본인과 비슷한 부류의 사람들이 종사하는 직업 이 보다 가치 있는 직업이라고 평가하는 경향이 있다면 고학력자들은 고학력 직업을, 저학력자들은 저학력 직업을 상대적으로 높게 평가할 가능성이 존재한다. 물론 반대 의 경우 또한 생각해 볼 수 있다. 예를 들어, 저학력자들은 대학교수를 본인들이 일상 생활에서 만나는 사람들과는 다른 특별한 일을 하는 사람으로 생각하기 때문에 직업 위세가 매우 높다고 평가할 수 있다. 한편, 대졸 이상의 학력을 가진 고학력 집단은 생애과정을 통해 대학교수들을 접촉했으며 이러한 개인적인 접촉이 때로는 이들에 대 한 부정적인 인식을 강화시킬 수 있기 때문에, 이들을 부정적으로 평가할 가능성 또 한 존재한다. 사회심리학적인 연구들은 이질적인 집단과의 접촉이 늘어날수록 그 집 단에 대한 적대감이 상승할 수 있음을 보여주고 있다(Quillian 1995). 물론 적대감이나 호의는 위세 혹은 존경과는 구별되는 개념이지만, 이러한 연구결과는 고학력자들의 고학력 직업군에 대한 평가가 저학력자들보다 덜 긍정적일 수 있음을 시사한다. 다른 한편으로 교육수준과 직업위세에 대한 평가 간에 부정적인 상관관계가 존재할 가능성 또한 존재한다. 이는 특정 직업에 대한 평가는 본인의 직업을 준거로 이루어질 가능 성이 높기 때문이다. 고학력자들은 상대적으로 상층 직업을 갖는 경우가 많기 때문에 이들의 기준점이 상대적으로 높고, 이는 개별 직업의 위세에 대한 부정적인 평가로 이어질 가능성이 있다. 또한, 개인의 특성에 따른 직업위세 평가의 차이로 인해 직업 위세 평가가 시기에 따라 변화할 수 있다. 즉, 교육수준과 직업위세 평가 사이의 관계 가 시기에 따라 변화하지 않는 경우에, 전반적인 교육수준의 향상은 직업위세 평가의
분포를 변화시킬 수 있다. 예를 들어, 교육수준과 직업위세 평가의 관계가 부정적일 경우에, 교육수준의 향상은 전반적인 직업위세 평가를 낮출 것이다. 따라서 이 연구에 서는 개인적인 특성의 변화에 따라 전체적인 직업위세 평가가 어떻게 변화했는지를 살펴보도록 한다. 셋째, 개인의 특성에 따른 직업위세 평가의 차이는 시간에 따라 변화했는가? 앞의 두 질문은 직업위세 평균의 시기적 변화 및 개인의 특성에 따른 직업위세 평가의 차 이를 살펴보는 것이지만, 마지막 연구문제는 개인의 특성에 따라 직업위세 평가가 달 라지는 방식이 시기별로 어떻게 변화했는지를 살펴본다. 만약 전반적인 소득불평등의 증가와 불평등에 대한 인식의 강화가 계층/계급별 분리를 강화한다면, 본인의 사회경 제적 지위와 비슷한 직업군에 대해서 보다 긍정적으로 평가하는 방식으로 변화가 진 행될 수 있다. 이 연구는 이와 같은 가능성을 경험적으로 살펴보고자 한다.
4. 자료 및 방법론
4.1 자료 이 연구는 1990년, 2000년 형평자료와 2009년 KGSS, 2016 KAMOS 자료를 활용 한다. 두 차례의 형평자료와 2009년 KGSS는 전국적으로 대표성을 띠는 가구조사 자 료이며, 그 동안 광범위하게 사용되어 왔기 때문에 이들 자료에 대한 자세한 소개는 생략하도록 한다. 반면, 2016년 KAMOS 자료의 특성에 대해서는 약간의 설명이 필요 하다. 2016년 KAMOS 자료는 두 차례에 걸쳐서 수집되었는데, 1차 자료는 가구방문 조사를 통해서 대표성 있는 자료를 수집했으며, 2차 자료는 1차 조사 응답자들에 대 한 온라인 조사자료이다. 직업위세 변수는 2차 온라인 조사에서 조사했다. 1차 조사 자료 응답자 중 2차 온라인 조사에 응답한 사람의 비율은 50.7%이다. 따라서 이전 자 료들과 비교할 때 표본이탈로 인해 표본의 대표성이 낮을 가능성이 존재한다. 그렇지 만 1차 가구방문 조사 자료와 2차 온라인 조사자들의 기본적인 사회인구학적인 특성 에 대한 비교는 2차 온라인 조사 응답자들의 속성이 1차 가구방문 조사 응답자 전체 와 거의 유사하다는 것을 보여준다(아시아여론연구소 2016). 따라서 조사방법에 따른 표본의 선택편의(selection bias)는 심각하지 않다고 평가할 수 있다. <표 4.1>은 네 자료의 성, 연령, 교육 분포를 보여준다. KAMOS 자료의 경우에는 1차 가구방문 조사 자료와 2차 온라인 조사자들의 결과를 함께 제시하는데, 두 표본 간의 성, 연령, 교육 분포에는 큰 차이가 없다. 평균연령은 지난 25년간 진행된 인구 고령화를 반영하여 4세 정도 상승했으며, 평균 교육년수는 3년 정도 증가했다. 형평자 료의 경우에는(1990년과 2000년) 여성비율이 20%와 32%로 매우 낮은 수준인데, 이는 이들 자료가 가구원 중 취업자를 생월을 기준으로 추출하여 표본을 구성했기 때문이 다. 따라서 남성과 여성의 직업위세 평가방식이 다르다고 가정할 경우, 시계열 비교를 위해서는 성별을 통제하는 것이 필요하다.<표 4.1> 기술통계 연령 교육년수 여성비율 연도 평균 표준편차 평균 표준편차 비율 n 1990 41.5 11.7 10.3 4.1 0.20 1,944 2000 41.8 12.3 12.0 3.6 0.32 1,624 2009 46.5 15.3 12.5 3.7 0.51 1,558 2016* 45.5 14.9 13.5 2.7 0.50 1,013 2016** 43.8 14.4 13.5 2.6 0.55 2,000 * KAMOS 2차 온라인 자료 결과; ** KAMOS 1차 가구방문 조사 결과 4.2 방법론 앞서 언급했듯이 4개 연도에 공통적으로 직업위세를 측정한 직업은 21개에 해당한 다. 각 조사의 응답자들은 이들 직업에 대해서 5점 척도로 직업위세를 평가했는데, 이 연구는 선행연구(석현호 2000; 유홍준·김월화 2006; 차종천 1998)를 따라 이를 100점 으로 변환하여 직업위세 점수로 사용한다. 첫째, 4개 연도에 걸친 직업위세 점수의 평균 및 표준편차의 변화 추이를 살펴본 다. 이를 통해 첫 번째 연구질문인 지난 30여 년간 한국사회에서 일어난 직업위세 평 가의 변화 정도와 양상을 경험적으로 살펴본다. 둘째, 다수준 분석을 활용하여 두 번째와 세 번째 연구질문에 답하고자 한다. 본 연구에서 사용하는 자료는 각각의 응답자가 복수의 직업에 대해서 직업위세 점수를 부여했기 때문에, 기본적으로 다수준 자료(multi-level data)의 성격을 지닌다. 이 때 1 수준(level 1)의 분석단위는 평가되는 직업이며, 2수준(level 2)의 분석단위는 개인이 다. 이러한 자료의 속성을 반영하기 위해 본 연구는 다수준 분석(multi-level analysis)을 활용하며, 기본모형은 식 (4.1), 식 (4.2)와 같이 표현할 수 있다.
Prestigeoi=a+Σbt*yeart+Σbo*occo+ui+eoi (4.1)
ui=π0+π1female+π2age+π3educ+u0 (4.2)
eoi~N(0,σ2),u0~N(0,τ2)
(o=평가받는 직업, year=연도, i=개인, female=여성, age=연령, educ=교육년수)
이 모형은 직업위세가 연도별, 직업별로 다르게 나타나는 것을 고정효과(fixed effects)로 모형화하고 있으며, 직업위세 평가에 대한 개인적 차이(ui)는 임의효과 (random effects)로 모형화하고 있다. 이 때, 개인차를 나타내는 임의효과는 응답자의 성별, 연령, 교육년수를 통제한 상태에서 추정한다(u0). 1수준 및 2수준의 오차항(eoi와 u0)은 평균이 0이고 분산이 각각 σ2과 τ2인 정규분포를 따른다고 가정한다. 이를 바탕으로 두 번째와 세 번째 연구질문에 답하기 위해서는 위의 기본 모형에 수준간 상호작용항(cross-level interaction)을 추가해야 한다. 즉, 두 번째 연구질문인
'직업위세에 대한 평가는 개인의 특성(교육년수)에 따라 달라지는가'에 답하기 위해서 는 기본 모형에 평가받는 직업(occ)과 응답자의 교육년수(educ)의 상호작용항을 추가 한 뒤, 이들 상호작용항들이 통계적으로 유의한지를 검증해야 한다. 또한 세 번째 연 구질문인 '개인의 특성(교육년수)에 따른 직업위세 평가의 차이는 시간에 따라 변화했 는가'에 답하기 위해서는 평가받는 직업, 응답자의 교육년수, 연도, 이렇게 세 변수의 상호작용항(three-way interaction)을 포함한 모형을 추정해야 한다. 따라서 이 연구는 위에 제시한 기본 모형에 층간 상호작용항을 추가한 모형을 추정하고, 이들 모형들의 적합성을 비교하여 적합성이 가장 높은 모형의 계수를 검토함으로써 제시한 연구질문 을 경험적으로 검증하고자 한다.
5. 분석결과
5.1 직업위세의 변화 <표 5.1>은 21개 공통직업의 직업위세의 평균과 표준편차의 변화를 제시하고 있 다. 직업의 순서는 1990년도 직업위세의 순위를 기준으로 정렬했다. 분석결과를 살펴 보면, 직업위세 분포의 변이가 점차 감소하는 경향을 확인할 수 있다. 즉, 1990년에는 직업위세의 표준편차가 26.6이었는데 반해, 2016년에는 21.5로 감소했다. 이는 지난 30 여 년 동안 한국사회에서 개별 직업에 부여하는 위세가 점차 평준화되고 있음을 시사 한다. 이러한 추세는 개별 직업의 직업위세를 살펴보아도 확인할 수 있다. 예를 들어, 대학교수의 직업위세 평균은 1990년에는 89.1점이었지만, 2016년에는 81.6점으로 하락 했다. 이러한 점수 변화는 앞서 살펴본 예상 중에서 상층 직업군에 대한 사회적 신뢰 를 반영하는 것으로 해석할 수 있다. 그런데 한 가지 흥미로운 사실은 직업위세 점수 의 분포의 변이가 점차 감소하고는 있지만, 직업위세의 순위는 매우 안정적이라는 사 실이다. 일부 순위가 변경된 예가 없지 않지만(다른 해와는 다르게 군장성이 관공서 국장보다 2016년에 낮은 순위를 차지함), 전체적으로 보았을 때 직업위세 순위는 거의 변화하고 있지 않음을 알 수 있다. 이는 비록 직업위세 분포의 변이는 감소했지만, 각 직업의 위세에 대한 평가 순위는 안정적임을 보여준다. 이는 트라이만 상수라는 기존 연구의 결과를 어느 정도 지지하는 것으로 해석할 수 있다. 한편 개별 직업위세 점수 의 표준편차를 살펴보면, 상층직업의 경우는 1990년과 2016년이 비슷하고, 2000년과 2009년에는 이보다 낮게 나타나는 경향이 발견된다. 이와 대조적으로 하층 직업의 경 우는(아파트 경비원, 행상, 파출부, 막노동자) 표준편차가 점차 증가하고 있음을 알 수 있는데, 이는 하층 직업에 대한 인식의 개인 간 차이가 최근 들어 증가하고 있음을 시사한다. 이러한 변화는 부분적으로는 한국사회의 외국인 노동자의 증가와 관련된다 고 할 수 있는데, 이와 관련된 논의는 추후 보다 자세히 제시하도록 한다.<표 5.1> 직업위세 점수 변화: 1990-2016 평균 표준편차 1990 2000 2009 2016 1990 2000 2009 2016 판사 92.9 93.4 93.0 90.4 16.1 13.3 12.9 17.4 대학교수 89.1 88.7 85.8 81.6 17.3 14.3 14.5 18.9 군장성 82.3 81.8 82.0 75.7 24.0 20.2 18.4 22.9 관공서국장 79.5 77.8 80.1 80.3 19.8 15.9 15.2 18.3 약사 70.1 70.8 70.6 70.1 19.8 15.3 16.2 18.2 신문기자 67.5 70.3 65.1 64.4 20.7 16.2 17.4 19.5 은행대리 62.6 58.7 59.3 55.7 18.7 14.8 15.2 16.3 중학교교사 62.5 65.3 65.9 63.7 18.7 15.4 15.1 17.3 전자대리점사장 60.9 61.2 60.0 56.6 21.3 16.6 17.5 17.6 중소기업과장 59.8 63.7 63.9 56.3 17.6 15.5 16.0 16.1 음식점주인 43.5 51.6 51.5 45.5 19.9 15.1 15.6 16.6 동사무소직원 41.0 52.2 55.5 53.4 17.7 14.4 15.1 17.0 교통경찰관 39.4 49.3 51.2 53.7 20.2 17.9 16.5 17.4 공장작업반장 36.2 43.3 43.3 40.1 19.9 16.4 18.2 18.9 자영농 36.0 46.2 42.5 42.7 25.6 17.7 19.3 18.4 세탁소주인 33.4 39.8 38.2 35.9 20.1 17.3 18.3 18.3 백화점직원 23.8 34.0 36.1 35.0 18.7 18.2 17.9 18.0 아파트경비원 14.2 21.4 19.1 22.3 17.9 18.9 18.6 20.8 행상 11.1 18.7 19.2 24.1 18.0 19.2 20.0 21.4 파출부 9.9 15.9 16.1 19.7 16.6 18.1 18.8 20.5 막노동자 8.6 13.7 12.4 15.7 17.4 18.1 17.6 20.1 전체 48.8 53.2 52.9 51.6 26.6 23.6 23.6 21.5 5.2 직업위세 평가의 개인별 차이 <표 5.2>는 앞서 논의한 여러 모형에 대한 적합성을 비교하고 있다. 모형 1은 식 (4.1)과 식 (4.2)에 제시된 기본모형이고, 모형 2는 직업위세와 연도의 상호작용항을 포함한 모형이다. 모형 3은 교육수준과 연도의 상호작용항을 포함한 모형이며, 모형 4 는 위의 두 상호작용항을 포함한 모형, 그리고 모형 5는 이 모든 상호작용항과 더불 어 직업, 교육년수, 연도의 상호작용항(three-way interaction)을 포함한 모형이다. <표 5.2>의 윗부분에는 개별 모형의 자유도와 로그우도(log likelihood)를 제시하고 있 고, 아랫부분은 모형간 비교 통계치(카이제곱)를 제시하고 있다. 모형들에 대한 비교 분석결과를 살펴보면, 모형 5의 적합도가 가장 높다는 사실을 알 수 있다. 즉, 교육수 준에 따라 개별직업위세에 대한 평가가 통계적으로 유의미하게 다르며, 이러한 차이 는 시간에 따라 변하고 있다고 할 수 있다. 이러한 결과는 개인의 특성에 따라 직업 위세 평가가 다르게 나타날 뿐 아니라, 개인의 특성에 따라 차별적으로 직업위세를
평가하는 경향이 시간에 따라서도 변화하고 있음을 보여준다. <표 5.2> 개별 모형의 적합도 및 모형 비교 df LL n 개별모형의모형적합도 모형1 29 -554,058 128,814 모형2 89 -552,262 128,814 모형3 49 -553,735 128,814 모형4 109 -552,086 128,814 모형5 169 -551,952 128,814 df χ2 p 모형비교 모형1 vs. 모형2 60 3,592.0 0.000 모형1 vs. 모형3 20 647.4 0.000 모형1 vs. 모형4 80 3,944.5 0.000 모형1 vs. 모형5 140 4,213.4 0.000 모형2 vs. 모형4 20 352.5 0.000 모형2 vs. 모형5 80 621.4 0.000 모형3 vs. 모형4 60 3,297.1 0.000 모형3 vs. 모형5 120 3,566.0 0.000 모형4 vs. 모형5 60 268.9 0.000 모형 1: 상호작용 없음 (수식 (1) - (3)) 모형 2: 모형 1 + 직업위세와 연도 상호작용 포함 모형 3: 모형 1 + 교육수준과 연도의 상호작용 포함 모형 4: 모형 2 + 교육수준과 연도의 상호작용 포함 모형 5: 모형 4 + 교육수준/직업위세/연도의 상호작용항 포함 <표 5.3>은 응답자의 연령, 성별, 교육년수에 따라 직업위세 평가가 어떻게 다른지 를 보여준다. 모형 1에 따르면 연령은 직업위세 평가와 유의미한 관계를 맺고 있지 않으며, 여성이 남성보다 다소 긍정적인 직업평가를 하고 있음을 보여준다. 직업위세 평가 점수는 1990년보다 2000년과 2009년에 4점정도 높았으며, 2016년에는 다소 하락 한 것을 확인할 수 있다. 한편, 교육년수의 회귀계수는 음의 값을 갖는데, 이는 고학 력자들의 직업위세 평가가 다소 부정적임을 의미한다. 그러나 이 차이가 통계적으로 유의미하기는 하지만, 실질적으로 매우 큰 차이라고 하기는 어렵다. 즉, 교육년수의 회귀계수 값인 -0.126은 대졸자와 고졸자가 평균적인 직업위세 평가 차이가 약 0.5 점 정도 된다는 것을 의미한다. 직업위세 평균의 표준편차가 20점 이상인 점을 고려할 때(<표 5.1> 참고), 이러한 차이가 실질적으로 의미 있는 차이라고 하기는 어렵다. 이 는 교육수준의 회귀계수의 크기를 연도의 회귀계수 크기와 비교하면 명확하게 드러난 다. 예를 들어, 2000년과 1990년 직업위세 점수는 평균 4.6점 차이가 있었는데, 이는
교육년수 회귀계수보다 약 36배 정도 차이가 난다. 이는 대졸자와 고졸자의 차이가 1990년 응답자와 2000년 응답자의 차이의 약 1/9 정도 수준임을 의미한다. 즉, 교육수 준에 따른 직업위세 평가의 차이는 통계적으로 유의미한 차이임에도 불구하고, 시기 별 변화보다 매우 낮은 수준이라는 것을 확인할 수 있다. 한편 <표 5.3>의 모형 3에 따르면, 교육년수의 회귀계수가 시기에 따라 어느 정도 다르게 나타남을 확인할 수 있다. 교육년수 회귀계수는 1990년의 경우에는 통계적으 로 유의미하지 않은 반면에, 2000년과 2009년에는 통계적으로 유의미하게 나타나고 있다. 이는 고학력 집단의 상대적으로 부정적인 직업위세 평가가 2000년대에 상대적 으로 두드러지게 나타났음을 보여준다. 즉, 1990년도와 2016년에의 경우에는 교육년수 에 따른 차별적 직업위세 평가가 존재하지 않았음에 비해, 2000년과 2009년에는 이러 한 차별적 평가가 어느 정도 존재했다. 특히, 2000년의 경우에는 교육년수 회귀계수가 -0.401(=0.060+-0.461)이었는데, 이는 대졸자가 고졸자보다 직업위세를 평균 1.6점정도 부정적으로 평가하고 있음을 의미한다. 이는 본인의 직업을 준거로 삼아서 직업위세 를 평가하는 경향이 어느 정도 존재함을 시사한다. 물론 이러한 수치는 2000년의 직 업위세 평균의 표준편차(23.6)의 7% 수준에 불과한 수치이기 때문에 이러한 경향성이 매우 강하다고 평가하기는 어렵다. <표 5.3> 응답자 특성과 직업위세 평가의 관계 모형1 모형3 변수 회귀계수 표준오차 회귀계수 표준오차 연령 -0.005 0.004 -0.005 0.004 성별(기준: 남성) 여성 0.511 0.219 0.543 0.219 교육년수 -0.126 0.030 0.060 0.050 연도(기준: 1990년) 2000년 4.592 0.299 9.805 0.915 2009년 4.264 0.304 7.258 0.906 2016년 3.054 0.310 2.495 1.162 교육년수*연도(기준: 1990년) 교육년수*2000년 -0.461 0.077 교육년수*2009년 -0.272 0.074 교육년수*2016년 -0.003 0.089 * 개별직업의 고정효과를 포함한 모형에서 도출된 결과 <표 5.4>는 모형 5로부터 추정한 결과를 활용하여 직업위세 평가가 교육 정도에 따라 어떻게 다르며, 이러한 차이가 지난 25년 동안 어떻게 변화했는지를 보여주고 있다. 예를 들어, 약사에 대한 평가는 1990년의 경우 교육년수가 1년 증가함에 따라 0.208점 증가했지만, 2000년에는 0.529점 감소했다. 전반적으로 보면 교육수준에 따른 직업위세에 대한 평가의 차이가 1990년과 2016년에는 그리 크지 않았지만, 2000년과 2009년에는 어느 정도 존재했음을 알 수 있다. 2000년과 2009년의 교육수준의 계수는
-0.2에서 -0.3 정도의 값을 갖는데, 이는 대졸자가 고졸자보다 평균 1점정도 직업지위 를 낮게 평가하고 있음을 의미한다. <표 5.1>에 제시된 개별 직업의 위세 점수의 표 준편차가 연도별로 차이는 있지만 20점 내외이며 직업위세 평가 점수의 연도별 차이 가 3-4점 수준이라는 점(<표 5.3>의 모델 1)을 고려할 때, 그 차이가 그리 크지 않다 고 할 수 있다. <표 5.2>에 제시된 결과에 따르면, 교육수준은 개별직업에 대한 위세 평가에 통계적으로 유의미한 차이를 만들고 있다. 그렇지만 <표 5.3>와 <표 5.4>에 제시된 결과에 따르면 그 차이는 실질적으로는 그리 크지 않다는 사실도 확인할 수 있다. <표 5.4> 교육년수 회귀계수의 변화(모형 5) 직업명 1990 2000 2009 2016 판사 -0.039 -0.191 -0.041 0.014 대학교수 -0.049 -0.459 -0.414 -0.025 군장성 -0.165 -0.211 -0.226 0.528 관공서국장 0.083 -0.210 0.264 0.262 약사 0.208 -0.529 -0.095 0.419 신문기자 0.542 0.117 0.309 -0.085 은행대리 -0.466 -0.646 -0.616 -0.381 중학교교사 -0.191 -0.801 -0.351 0.238 전자대리점사장 -0.132 -0.485 -0.391 -0.143 중소기업과장 -0.188 -0.796 -0.757 0.006 음식점주인 0.418 -0.154 0.142 0.010 동사무소직원 -0.185 -0.663 -0.384 -0.504 교통경찰관 -0.116 -0.624 -0.265 -0.121 공장작업반장 -0.104 -0.313 -0.046 0.091 자영농 1.307 0.170 -0.104 0.158 세탁소주인 0.127 -0.317 -0.182 -0.212 백화점직원 0.204 -0.341 -0.542 -0.307 아파트경비원 -0.075 -0.349 -0.406 -0.376 행상 0.218 -0.118 -0.187 1.076 파출부 0.167 -0.311 -0.145 0.010 막노동자 0.171 -0.218 -0.285 -0.526 최대값 1.307 0.170 0.309 1.076 최소값 -0.466 -0.801 -0.757 -0.526 평균 0.083 -0.355 -0.225 0.006 표준편차 0.364 0.264 0.269 0.372
한편, 몇몇 직업의 경우 교육수준별 차이가 꽤 흥미 있는 패턴을 보여준다. 첫째, 1990년 자영농의 경우 교육년수의 계수가 1.307에 달한다. 이는 자영농에 대한 직업위 세 평가의 대졸자와 고졸자의 차이가 5점정도 됨을 의미한다. 다시 말 해 1990년에는 대졸자들이 고졸자들보다 자영농의 직업위세를 평균 5점정도 높게 평가한 것이다. 하 지만 이러한 차이는 2000년대 이후에는 매우 낮은 수준으로 변화했다. 좀 더 자세한 연구가 필요하겠지만, 이는 한국사회의 직업구조 변동을 반영한다고 볼 수 있다. 즉, 1990년 대졸자는 자영농의 자식이 상당수를 차지했지만, 점차 대졸자 중에서 자영농 집안 출신자들이 감소함에 따라 이러한 변화가 나타난 것으로 해석할 수 있다.5) 본인 의 부모가 자영농인 경우에 자영농에 대해서 좀 더 호의적인 평가를 할 것이기 때문 이다. 둘째, 은행 대리의 경우 4개년도 모두 교육년수 회귀계수가 -0.5 수준으로 나타 나고 있다. 다시 말 해, 교육수준이 높을수록 은행대리의 직업위세에 대해서 낮은 평 가를 하는 패턴이 지속적으로 유지되고 있다고 할 수 있는 것이다. <그림 5.1>은 <표 5.3>에 제시된 내용을 시각적으로 보여주고 있다. <그림 5.1> 의 x축은 1990년 기준 직업위세의 순위이고, y축은 개별 연도의 직업위세 점수에 미 치는 교육년수의 효과를 나타낸다. 우선, 교육년수의 회귀계수는 음의 값을 갖는 경우 가 더 많다. 이는 교육수준이 높은 사람들의 개별 직업에 대한 평가가 보다 부정적이 라는 것을 시사한다. 이는 본인의 직업을 기준으로 개별직업을 평가하는 경향이 존재 함을 시사한다. 즉, 교육수준이 높은 집단은 직업지위가 높은 직업에 집중되어있기 때 문에, 개별직업에 대해 보다 부정적으로 평가하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 그러 나 그림을 통해 확인할 수 있듯이 교육년수 회귀계수와 직업위세 순위 간에 특정한 관계는 존재하지 않는다. 즉, 고학력자들이 고학력 직업에 대해서 보다 긍정적으로 평 가하는 경향, 혹은 그 반대의 경향이 존재하지 않는다는 것을 의미한다. 교육수준별로 직업위세에 대한 평가는 통계적으로 유의미하게 다르고, 이러한 교육수준별 차이 또 한 시기에 따라 통계적으로는 유의미하게 변화했지만, 이러한 변화와 직업위세 순위 간에 특정한 관계는 발견되지 않는다는 것이다. 다만, 교육수준이 높은 사람들의 직업 위세 평가가 전반적으로 부정적이라는 것만을 확인할 수 있다. 이는 직업위세 평가체 계의 공통성이라는 기존 연구의 주된 가설(트라이만 상수)을 다소 변형된 형태로 지 지하는 것이라고 평가할 수 있다. 5) KAMOS 자료의 경우 아버지의 직업에 대한 항목을 포함하고 있지 않기 때문에, 구체적인 경험적인 증거를 제시할 수는 없다. 단, 계봉오·황선재(2016, p.13)의 연구의 따르면, 아버지의 직업이 농민인 경우는 1943-55년 출생 코호트의 경우에는 66.9%에서 1976-86년 출생 코호트 의 경우에는 17,4%로 급감했다. 따라서 위와 같은 해석은 어느 정도 경험적인 근거를 갖는다 고 할 수 있다.
-1 0 1 2 -1 0 1 2 0 5 10 15 20 0 5 10 15 20 1990 2000 2009 2016 교교교교 회회회교 1990교 직직직직 순직 <그림 5.1> 교육년수 회귀계수의 변화 이번에는 <그림 5.2>를 통해 직업위세 교육년수 회귀계수의 변화를 다소 다른 방 식으로 살펴보자. <그림 5.2>는 연도간 교육년수 회귀계수들의 관계를 시각적으로 보 여준다. 예컨대, 좌측 상단의 그래프는 각 직업에 대한 1990년의 회귀계수를 x축에, 2000년의 회귀계수를 y축에 놓고 두 회귀계수 간의 관계를 보여주고 있다. 이 그래프 들에 대한 분석을 통해 1990년, 2000년, 2009년의 교육수준 회귀계수들 간에 강한 유 사성이 있음을 확인할 수 있다. 실제로 이들 간의 회귀계수는 0.50에서 0.77 사이의 값을 갖으며, 이는 특정 연도에 교육년수의 회귀계수가 높게 나온 직업은 다른 연도 의 교육년수 회귀계수 또한 높게 나타난다는 것을 의미한다. 하지만 2016년에는 이러 한 패턴이 관찰되지 않는다. 즉, 2016년의 교육년수 회귀계수는 다른 연도와의 상관관 계가 그다지 높지 않다는 것이다(0.18에서 0.32의 값). 이러한 패턴의 변화는 교육수준 에 따른 직업위세 평가의 차이가 2010년대 들어 변화했음을 시사하는데, 이것이 실제 추세를 반영하는지 혹은 자료 수집 방법의 차이를 반영하는지에 대해서는 좀 더 검토 할 필요가 있다.6) 6) 2016 KAMOS 자료의 경우에는 다른 조사와 다르게 온라인 조사를 활용했기 때문에 이러한 차이가 자료 수집 방식의 차이를 반영할 가능성을 배제할 수 없다. 앞서 논의했듯이, 2016년 KAMOS의 가구방문 자료와 온라인 자료의 기본적인 사회인구학적인 속성이 매우 유사하기 때문에 조사 방법에 따른 자료의 대표성의 문제가 심각하지는 않을 것으로 예상된다. 그럼에 도 불구하고, 조사 방법의 차이에 따라 응답 패턴이 달라질 가능성 등을 완전히 배제할 수는 없다.
-. 8 -. 6 -. 4 -. 2 0 .2 20 0 0 -.5 0 .5 1 1.5 1990 -1 -. 5 0 .5 20 0 9 -.5 0 .5 1 1.5 1990 -. 5 0 .5 1 20 16 -.5 0 .5 1 1.5 1990 -1 -. 5 0 .5 20 09 -.8 -.6 -.4 -.2 0 .2 2000 -. 5 0 .5 1 20 1 6 -.8 -.6 -.4 -.2 0 .2 2000 -. 5 0 .5 1 20 1 6 -1 -.5 0 .5 2009 <그림 5.2> 교육년수 회귀계수들의 관계
마지막으로, 직업위세 점수의 전반적인 변화와 교육수준 향상의 관계에 대해서 논 의하고자 한다. <표 5.1>에 제시된 분석결과를 다시 한 번 살펴보면, 하층 직업의 경 우 직업위세 점수가 지난 30여 년 동안 상당히 높아졌으나, 상층 직업의 직업위세 점 수는 다소 낮아져 전체적으로 직업위세 점수의 변이가 줄어들었음을 알 수 있다. 또 한 <표 4.1>에서 확인할 수 있듯이, 평균 교육년수는 같은 기간 동안 3.2년 증가했다. 그리고 <표 5.3>에 제시된 결과에 따르면 교육수준에 따른 직업위세의 차별적 평가 형태에는 직업별로 다소 다른 변화추이가 있지만, 전체적으로 보면 뚜렷한 변화는 없 다고 볼 수 있다. 이를 종합적으로 볼 때, 직업 간 직업위세의 격차가 줄어든 원인이 교육수준의 향상에 있지 않다는 것이다. 즉, 전체적으로 보면 한국사회에서 교육수준 의 향상이 직업위세 평가의 변화에 큰 영향을 미치지 못했음을 시사한다. 그런데 직 업위세 점수가 가장 낮은 집단인 막노동자의 경우에는 교육수준의 회귀계수가 시간이 지날수록 부정적인 값을 갖는 흥미 있는 패턴을 보여준다. 1990년에는 0.171이었던 회 귀계수가 관찰기간 동안 지속적으로 하락하여 2016년에는 -0.526에 달하고 있다. 흥미 있는 것은 <표 5.1>에 제시된 결과에 따르면 막노동자의 직업위세는 같은 기간 동안 8.6점에서 15.7점으로 7점정도 상승했다는 것이다. 같은 기간 동안 교육년수 평균이 3.2년 증가했다. <그림 5.3>은 이와 같은 정보(응답자의 평균교육년수, 교육년수 회귀계수, 막노동 자의 직업위세)를 종합해서 보여주고 있다. 몇 가지 흥미 있는 시사점을 도출할 수 있 다. 우선, 응답자들의 평균 교육년수와 막노동자들의 직업위세 점수는 관찰기간 동안 전반적으로 상승했다. 이와 동시에 교육년수의 회귀계수는 점차 부정적으로 변화했다. 그렇다면, 교육수준의 향상은 직업위세가 가장 낮은 직업 집단 중의 하나인 막노동자 로 불리는 단순노무직의 변화와 어떻게 연결되는가? 이를 설명하기 위해서는 학교교 육의 이중적 성격을 이해하는 것이 중요하다 우선, 교육수준의 향상은 보편주의적 가 치관의 전파와 연결된다. 따라서 교육수준의 향상은 인권, 평등 등 보편주의적 가치관 의 확산과 연결된다고 할 수 있는데, 막노동자들의 직업위세 평가의 전반적인 향상은 교육수준의 향상과 연결된다고 할 수 있다. 이와 동시에 교육수준은 개인의 사회경제 적 지위를 결정하는 가장 중요한 요인 중의 하나이다. 또한, 최근 들어 한국사회의 계 층구조의 경직성에 대한 주관적 인식은 증가하는 것으로 나타나고 있는데(이왕원·김 문조·최율, 2016), 이는 사회경제적 지위에 따른 직업위세에 대한 차별적 평가를 강화 시킬 가능성이 있다. 즉, 교육수준의 향상에 따른 보편적인 가치관의 확산에 따라 하 층 직업군에 대한 평가는 점차 긍정적으로 변화하고 있는 동시에 사회경제적 지위에 따른 직업위세의 차별적 평가 경향이 관찰된다고 할 수 있다. 또한, 단순노무직 종사 자 중에서 외국인 노동자들이 차지하는 비중이 증가하고 있는 점을 고려한다면, 이와 같은 결과는 외국인 노동자들에 대한 인식과도 일정 부분 관련이 있을 것으로 사료된 다. 이와 관련된 내용은 논문의 마지막에서 좀 더 자세히 논의하겠다.
1990 2000 2009 2016 1990 2000 2009 2016 8 10 12 14 16 직직직 직 점교 -. 6 -. 4 -. 2 0 .2 교교교교 회회회 교 10 11 12 13 14 교교교교 평평 교교교교 회회회교 직직직직 점교 <그림 5.3> 응답자의 교육년수 평균, 막노동자에 대한 교육년수 회귀계수, 막노동자의 직업위세 점수 변화
6. 요약 및 논의
이 연구는 형평자료(1990, 2000), 한국종합사회조사(2009), 한국사회과학조사(2016) 자료를 활용하여 한국사회의 직업위세 변화 및 교육수준에 따른 직업위세의 차별적 평가 정도의 변화를 살펴보았다. 분석결과는 다음과 같이 요약할 수 있다. 첫째, 한국 사회에서 직업위세 분포의 변이는 지난 30여 년 동안 줄어들었으며, 그 결과 직업 간 직업위세 점수의 격차가 줄어들었다. 이는 부분적으로는 상층 직업군에 대한 사회적 신뢰의 하락에 그 원인이 있는 것으로 해석된다. 그러나 같은 기간 동안 직업위세 순 위 자체는 거의 변화하지 않았다는 사실은 특기할 만하다. 둘째, 개별 직업의 위세에 대한 평가는 교육수준별로 통계적으로 유의미한 차이를 보여주지만, 이 차이는 실질 적으로는 그리 크지 않다. 셋째, 교육수준의 직업위세에 대한 효과와 직업위세의 순위 간에는 특별한 관계가 발견되지 않는다. 이는 본인과 교육수준이 비슷한 사람들이 종 사하는 직업을 긍정적으로(혹은 부정적으로) 평가하는 경향이 존재하지 않음을 의미 한다. 마지막으로, 교육년수가 특정 직업에 미치는 영향은 1990년에서 2009년까지 유 사한 패턴을 보여주지만, 2016년의 경우에는 이전과는 다른 패턴을 보여준다.이 연구의 결과는 직업위세의 시공간적 안정성을 주장하는 트라이만 상수의 결과 를 대체적으로 지지한다. 첫째, 직업위세 분포의 변이는 줄어들었지만, 직업위세 순위 는 안정적으로 유지되고 있다. 둘째, 교육년수에 따른 개별 직업위세의 차별적 평가는 통계적으로 유의미하게 나타나지만, 그 차이는 실질적으로 그리 크지 않다. 셋째, 교 육년수에 따른 개별 직업위세의 평가의 시기별 차이 역시 통계적으로는 유의미하지 만, 그 차이의 정도 역시 그리 크지 않다. 교육년수 회귀계수 및 그것의 시기별 변화 는 직업간 직업위세 점수의 변이와 비교할 때, 그 크기가 그리 크지 않은 것으로 나 타났다. 따라서 이 연구의 결과는 1990대 이후 한국사회의 직업위세 평가 방식에 큰 변화가 없었으며, 개인의 특성별 차이 및 그 차이의 시간적 변화 역시 크지 않음을 보여준다. 직업위계의 가장 아래에 위치한 막노동자들로 불리는 단순노무직에 대한 평가의 변화는 좀 더 세밀하게 해석할 필요가 있다. 교육수준과 막노동자의 직업위세 평가의 관계는 1990년 이후 점차 부정적으로 변화했다. 즉, 교육수준이 높을수록 막노동자의 직업위세에 대해서 부정적으로 평가하는 경향이 이 시기 동안에 강화되어 왔다고 할 수 있다. 그런데 막노동자의 직업위세에 대한 평가는 1990년대 이후 어느 정도 지속 적으로 긍정적으로 변화했다. 이는 한국사회에서 막노동자에 대한 인식이 전반적으로 는 개선되었음과 동시에 교육수준에 따른 차별적 평가는 오히려 강화되어 왔음을 시 사한다. 교육수준이 사회경제적 지위의 중요한 지표라는 것을 고려하면, 이러한 경향 은 막노동자에 대한 계층/계급간 차별적 인식이 어느 정도 강화되었음을 시사한다고 할 수 있다. 외국인노동자가 막노동자로 표현될 수 있는 단순노무직의 상당 부분을 차지한다고 할 때, 이와 같은 변화는 매우 중요한 시사점을 갖는다. 단순노무직의 부 족 및 이에 따른 외국인 노동자들의 유입은 막노동자의 직업위세에 대한 부정적인 평 가를 약화시키는 경향이 있지만, 이러한 변화는 계층/계급에 따른 차별적 인식의 강화 와 함께 진행되었다. 즉, 전반적으로는 이들의 직업 가치에 대한 긍정적인 평가가 강 화되었지만, 이러한 변화는 오히려 계층/계급간 분리를 어느 정도 강화하는 것으로 해 석할 수 있다. 또한, 외국인 노동자들이 단순노무직에서 차지하는 상대적으로 높은 비 중을 고려할 때, 외국인 노동자들의 적응에 어느 정도 부정적인 영향을 미칠 것으로 예상할 수 있다. (2017년 4월 17일 접수, 2017년 5월 24일 수정, 2017년 5월 29일 채택)
감사의 글
이 연구는 2014년 정부(교육부)의 재원으로 한국연구재단의 지원을 받아 수행되었 다(NRF-2014S1A3A2043476). 논문을 준비하는 과정에서 많은 조언을 주신 충남대 전 광희, 조성겸 교수님, 한국갤럽의 장덕현 박사님께 감사드린다.참고문헌
계봉오·황선재 (2016). 한국의 세대간 사회이동: 출생 코호트 및 성별 비교, <한국인구 학>, 39(3), 1-28. 권내현 (2014). <노비에서 양반으로, 그 머나먼 여정-어느 노비 가계 2백 년의 기록>, 역시비평사. 미야지마 히로시 (2014). <양반> (노영구 역), 너머북스. 석현호 (2000). <교육, 불평등 및 공정성 지작 연구>, 교육인적자원부. 유홍준, 김월화 (2006). 한국 직업지위 지수: 과거와 현재, <한국사회학>, 40(6), 153-186. 이왕원·김문조·최율 (2016). 한국사회의 계층귀속감과 상향이동의식 변화 : 연령, 기간 및 코호트 효과를 중심으로, <한국사회학>, 50(5), 247-284. 차종천 (1998). 직업위세와 계층구조, <한국사회학>, 32, 737-756. 아시아여론연구소 (2016). <2016년 2차 한국사회과학조사 결과보고서>, 충남대아시아 여론연구소.Blau, P. M. and Duncan, O. D. (1967). The American Occupational Structure, New York: Wiley.
Hauser, R. M. and Warren, J. R. (1997). Socioeconomic Indexes for Occupations: A Review, Update, and Critique, Sociological Methodology, 27, 177-298. Hout, M. and DiPrete, T. (2006). What We Have Learned: RC28's Contributions to
Knowledge about Social Stratification, Research in Social Stratification and Mobility, 24(1), 1-20.
Nakao, K. and Treas, J. (1994). Updating Occupational Prestige and Socioeconomic
Scores: How the New Measures Measure Up, Sociological
Methodology, 24, 1-72.
Quillian, L. (1995). Prejudice as a Response to Perceived Group Threat: Population Composition and Anti-Immigrant and Racial Prejudice in Europe, American Sociological Review, 60, 586-611.
Shils, E. (1968). Deference, Pp. 104-132 in Social Stratification, edited by J. A. Jackson. Cambridge: Cambridge University Press.
Treiman, D. J. (1977). Occupational Prestige in Comparative Perspective, New York: Academic Press.
Weber, M. (1946). Class, Status and Party, Pp. 180-195 in Max Weber: Essays in Sociology, translated by H. H. Gerth and C. W. Mills, Cambridge: Oxford.
Trends in Occupational Prestige Scores of Korea:
1990-2016
Bongoh Kye
1) ·Sun-Jae Hwang
2)Abstract
This study examines how occupational prestige has changed in Korea since 1990. Occupation is a key indicator to determine socioeconomic status in contemporary societies, and evaluation of occupational prestige has an important implication to understand inequality structure. While previous sociological studies focused on stability of occupational prestige across time and space, we examine how this changed during the past decades in Korea and educational differentials in evaluating each occupational prestige. We found the followings. First, variation in occupational prestige shrank while the relative standing remained stable. Second, while education is significantly associated with evaluation of occupational prestige, the size of difference is not substantial. This result is partly consistent with previous research. Finally, while evaluation of simple laborer became positive over time, differential evaluation by education became rather stronger. Given that the share of foreign workers among simple laborers increased and education is a key indicator of socioeconomic status, this suggests that high status people became somewhat more discriminative while attitude toward them improved in general.
Key words : Occupational prestige, social stratification, inequality, Korean Academic Multi-mode Open Survey(KAMOS)
1) (First author) Assistant Professor, Dept. of Sociology, Kookmin University, 77 Jeongneung- ro, Seongbuk-gu, Seoul, 02707, Korea. E-mail: bkye@kookmin.ac.kr
2) (Corresponding author) Assistant Professor, Dept. of Sociology, Chungnam National University, 99 Daehak-ro, Yuseong-gu, Daejeon 34134, Korea. E-mail: sunjaeh@cnu.ac.kr
