I. 서 론
1. 연구의 배경 및 목적
2. 연구의 범위 및 방법
II. 선행연구
1. 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식에 대한 논의
2. 사회적 자본과 계층이동 가능성 인식에 대한 논의
3. 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용 가능성
4. 선행연구의 한계 및 본 연구의 차별성
III. 연구자료 및 분석모형
1. 측정개념 및 연구자료
2. 변수의 구성과 측정방법
3. 분석 모형
IV. 실증분석
1. 기초통계
2. 차이검증
3. 분석모형의 적정성
4. 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용효과
V. 결 론
1. 결론 및 시사점
2. 연구의 의의 및 한계
I. 서 론
1. 연구의 배경 및 목적
최근 한국 사회에서 주택가격 불평등은 개인의 자산 격차를 넘어 삶의 기회와 계층 이동성에 직결되는 핵심 문제로 부각되고 있다(Piketty, 2014; Chetty et al., 2014; Seo & Jin, 2021; Choi, 2023). 특히 서울시에서 나타나는 주택가격 불평등은 자산 형성의 과정이 부동산과 같은 일부 경로에 집중됨으로써 불평등을 고착화하고(Piketty, 2014; Kim, 2021), 교육･고용 등 기회 접근성의 격차를 확대하며(Chang, 1996; Kim, 2000), 상대적 박탈감과 세대･계층 갈등을 심화와 정책 불신의 강화로 이어져 사회 전반에 구조적 영향을 미치고 있다(Choi, 2023; Oh& Park, 2024). 이러한 맥락에서 주택가격 불평등은 사회･경제적 이동성을 차단하고 사회적 갈등을 증폭시키는 구조적 문제로서 학문적･정책적 논의가 필요한 주제이다.
기존 연구들은 주택 소유나 가격 격차가 계층이동 가능성 인식에 미치는 직접적 효과를 주로 분석하였으며, 대체로 불평등이 심화될수록 사회적 긴장과 상대적 박탈을 유발해 계층상승 인식을 약화시킨다고 보았다(Piketty, 2014; Choi, 2023). 그러나 일부 연구에서는 불평등이 일정 수준까지는 오히려 상향 이동 기대를 강화하는 결과를 보여, 그 관계가 단선적이지 않음을 시사하였다(Seo & Jin, 2021).
이러한 논의를 종합할 때, 계층이동 가능성 인식은 단순히 경제적 요인에 의해 설명되기보다 사회적 요인과의 상호작용 속에서 파악될 필요가 있다. 특히 사회적 자본(social capital)은 개인이 속한 관계망과 상호작용을 통해 정보, 신뢰, 지원을 제공함으로써 계층상승의 기회에 영향을 미치는 비경제적 자산이며(Kim & Jeon, 2018; Choi & Choi, 2024), 나아가 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식 간의 관계에서 조절 변수로 기능할 가능성이 있다.
본 연구는 주택가격 불평등이 중년층의 계층 이동성 인식에 미치는 영향을 실증적으로 규명하고, 사회적 자본이 어떠한 조절효과를 가지는지를 분석하고자 한다. 중년층은 주택 소유와 자산 축적의 핵심 시기이면서 동시에, 주거비용 부담과 세대 간 자원 이전의 중심에 놓여 있어 주택가격 불평등의 직접적 영향을 가장 크게 받는 계층이다. 이를 통해 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용 메커니즘을 밝히고, 도시계획 및 주거정책 차원의 시사점을 도출하는데 기여하고자 한다.
2. 연구의 범위 및 방법
본 연구의 공간적 범위는 서울시이다. 서울은 주택가격 불평등이 가장 심화된 지역 중 하나이며, 낮은 공동체 의식에도 불구하고 시민 참여가 활발하게 이루어지는 특성을 지니고 있있는 지역이다(Kang, 2022; Lee, 2023).
시간적 범위는 2018~2023년으로 설정하였다. 이는 2017년 하반기 이후 수도권을 포함한 전국에서 전세와 매매가격이 큰 폭으로 상승하면서 주택가격 불평등이 심화되었다. 이에 따라 주택가격 불평등 수준이 계층 이동성 인식에 미치는 영향을 분석하기에 적절한 시기라고 판단하였다. 또한, 본 연구에서는 코로나19 시기를 포함하는 자료를 활용하였다. 코로나 19는 사회적 자본에 영향을 미친 중요한 시기이나, 본 연구의 초점은 특정 연도의 효과보다 서울시민 전체를 대상으로 한 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식 간의 조절효과 관계 규명에 있다. 다만 시기적 특수성을 고려하기 위하여 연도 더미(year dummy)를 모형에 포함하였다.
내용적 범위는 사회적 자본의 조절효과를 규명하는 데 초점을 두었다. 주택가격 불평등과 계층 이동성 인식 간의 관계는 세대별로 상이하게 나타날 수 있는데, 그중에서도 중년층은 주택 자산 형성과 세대 간 자산 이전의 교차점에 놓인다는 점에서 중요한 집단으로 주목된다. 따라서 본 연구는 중년층을 중심으로 사회적 자본이 주택가격 불평등과 계층 이동성 인식 간의 관계에 어떠한 조절효과를 갖는지 실증･검토하고자 한다.
II. 선행연구
1. 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식에 대한 논의
Korea Research Institute for Human Settlements (KRIHS, 2023)에 따르면 서울시 주택가격 불평등지수1)는 2011년 0.3142에서 2021년 0.3762로 상승했으며, 일부 자치구는 0.35를 상회하고 있다. 2021년을 기준으로 부산은 0.319, 대구는 0.306, 인천은 0.346, 대전은 0.331로 나타나, 서울의 주택가격 불평등은 다른 대도시보다 높은 수준임을 확인할 수 있다. 이러한 주택가격 불평등은 단순한 가격 격차를 넘어, 동일한 도시 내에서도 기회 제약과 생활환경의 불균형을 심화시킬 수 있다.
계층이동 가능성 인식(Perceived Socioeconomic Mobility, PSM)은 개인이 향후 더 높은 계층으로 상승할 수 있다고 기대하는 미래지향적 인식으로, 현재의 사회경제적 지위를 평가하는 인식과는 구분된다(Day & Fiske, 2016; Kraus & Tan, 2015; Choi & Hwang, 2017). 국내･외 연구들은 주택과 계층이동 가능성 인식 간의 연관성을 여러 측면에서 제시해 왔다. Choi(2023)과 Piketty(2014)의 연구에서는 주택가격 격차와 자산 불평등은 상대적 박탈감과 제도 불신을 심화시켜 계층상승 기대를 낮추는 요인으로 작용한다고 본 반면, Kim(2021)과 Han and Kwon(2024)의 연구에서는 주택 보유와 가격 상승은 계층상승 기대를 높이는 요인으로 작용한다고 밝혔다. Festinger(1954)의 사회비교 이론에 따르면, 사람들은 자신보다 상위에 있는 타인과 비교를 통하여 동기를 부여받는 경향이 있다. 또한, 불평등 수준이 높은 지역이라 하더라도 교육 수준, 가족 구조, 사회적 자본과 같은 지역적･사회적 조건에 따라 세대 간 상향 이동 가능성이 오히려 높게 나타나는 경우가 확인되었다(Chetty et al., 2014; Putnam, 2015). 아울러, 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식 간의 관계는 일정 수준까지는 긍정적이나 일정 수준을 넘어설 경우 부정적으로 전환되는 비선형적 양상도 확인되었다(Seo & Jin, 2021).
종합하면, 주택가격 불평등은 한편으로는 제약 요인으로 작동하지만, 다른 한편으로는 이동 동기를 자극하는 양면적 기능을 지닌다. 이는 Festinger(1954)의 사회비교 이론에서 설명하듯, 사람들이 자신보다 상위에 있는 타인과의 비교를 통해 동기를 부여받는 경향과도 연결된다. 따라서, 계층이동 가능성 인식 연구는 주택가격 불평등 자체의 영향뿐만 아니라 사회적 맥락, 세대적 위치, 개인이 속한 관계망 특성을 함께 고려하는 확장된 분석이 필요함을 보여준다.
2. 사회적 자본과 계층이동 가능성 인식에 대한 논의
사회적 자본(social capital)은 개인이 속한 사회적 관계망 속에서 형성되는 신뢰, 규범, 호혜성을 기반으로 자원과 기회에 접근할 수 있는 능력으로 정의된다(Coleman, 1988; Putnam, 1993; Bourdieu, 1986; Lin, 2001). 그러나 그 개념적 범위와 작동 메커니즘은 학자마다 상이하게 규정되고 있으며, 측정 방식에서도 차이가 존재한다(Kim, 2011; Choi, 2019).
Uphoff(2000)와 Grootaert and van Bastelaer(2002)는 사회적 자본을 구조적 요인(상호부조, 네트워크 참여 등)과 인지적 요인(신뢰, 규범, 가치 등)으로 구분하였다. Putnam(2000)은 이를 결속형과 교량형으로 나누어, 전자는 동질적 집단 내 유대를 통한 정서적 지지, 후자는 이질적 집단 간 연결을 통한 자원･정보 접근을 강조하였다. 특히 교량형 사회적 자본은 개인의 사회･경제적 이동의 핵심 기제로 평가된다(Granovetter, 1973; Lin, 2001).
한편, 사회적 자본이 반드시 긍정적 결과만을 가져오는 것은 아니라는 지적도 있다. Portes(1998)는 과도한 결속형 사회적 자본이 집단 내부의 배타성과 순응 압력을 초래하여 불평등을 완화하기보다 강화할 수 있다고 지적하였다. 또한 Putnam(2000)과 Uslaner(2002)는 공동체 지향적 가치가 사회적 연대에는 기여하지만, 개인의 계층상승 기대와는 반드시 정(+)의 관계를 보이지 않을 수 있음을 제시하였다.
사회적 자본과 계층이동 가능성에 대한 인식은 사회적 자본의 유형에 따라 상이하게 나타나며(Song, 2024; Kim & Jeon, 2018), 형태에 따라서도 차이가 있는 것으로 분석되었다. Cascavilla(2025)는 63개국 자료(World Values Survey 7차)를 분석하여 교량형 자본은 계층상승 인식을 강화하는 반면, 결속형 자본은 이를 저해할 수 있음을 실증적으로 제시하였다. 아울러 사회적 자본은 계층이동 가능성간의 조절효과의 역할도 수행하는데, Choi and Choi(2024)연구에서는 이타적 행동의 참여 정도가 사회경제적 지위와 사회적 자본에 미치는 영향 관계에서 완화의 조절효과를 나타내는 것으로 분석하였다.
종합하면, 사회적 자본은 계층이동 가능성 인식에 긍정적･부정적 효과를 모두 가질 수 있으며, 그 작용방식은 사회적 자본의 유형과 형태에 따라 달라질 수 있다.
3. 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용 가능성
불평등과 사회적 자본의 관계는 다수의 국내･외 연구에서 논의되어 왔다. Kang and Koo(2020)은 서울시 자치구 자료를 분석하여 주택가격 불평등이 높을수록 사회적 자본이 낮아지는 경향을 확인하였으며 계층인식 불평등이 높은 지역은 사회적 자본이 형성되는데 부정적 영향을 미치는 것으로 분석하였다. 사회적 자본이 주택가격 불평등의 부정적 영향을 완화하는 잠재적 요인으로 기능할 수 있음을 시사하였다. 또한, Hwang(2025)은 순자산 기준 지니계수를 활용한 분석을 통해 신뢰, 사회적 참여, 사회적 관계망으로 구성된 사회적 자본이 경제적 불평등을 유의하게 완화하며, 특히 신뢰가 가장 큰 설명력을 지닌다고 분석하였다. 국외 연구에서도 Wilkinson and Pickett(2009)은 광범위한 국가 비교 연구를 통해 경제적 불평등, 특히 소득 불평등이 심한 사회일수록 신뢰 수준과 사회적 연대가 약화되며, 범죄율 증가, 사회적 이동성 저하 등 부정적 결과로 이어진다고 제시하였다. 이러한 논의들은 불평등이 사회적 자본의 약화와 사회적 이동성 제약으로 연결되는 일반적 메커니즘을 보여줌으로써, 주택가격 불평등이라는 맥락에서 사회적 자본의 조절효과를 고려할 필요성을 제시한다.
4. 선행연구의 한계 및 본 연구의 차별성
기존 연구들은 주택가격 불평등이 사회적 인식과 이동성에 미치는 영향을 다수 분석해 왔으나(Piketty, 2014; Chetty et al., 2014), 대부분이 전체 인구를 대상으로 한 일반적 분석에 그쳐, 중년층과 같은 특정 세대 집단에 대한 심층적 고찰은 부족하였다. 특히 주택 소유와 자산 축적의 핵심 시기에 해당하는 중년층에 주목한 연구는 드물다. 또한 기존 논의는 주택 소유나 가격 격차가 계층이동 가능성 인식에 미치는 직접효과에 집중되어 있으며(Kim, 2021; Choi, 2023), 사회적 자본이 이러한 관계를 어떻게 조절하는지에 대한 실증적 검증은 미흡하였다. 나아가 사회적 자본 관련 연구도 개념적 구분(Coleman, 1988; Putnam, 2000)이나 직접적 효과(Portes, 1998)에 치중하여, 불평등 맥락 속에서 계층이동 가능성 인식에 미치는 차별적 영향을 밝히는 데는 한계가 있었다.
본 연구는 이러한 한계를 보완하고자 다음과 같은 차별성을 설정하였다. 첫째, 분석 대상을 서울시 중년층(40~50대)2)으로 한정하여, 주택 마련과 자산 축적, 세대 간 자원 이전의 부담이 집중되는 시기에 주택가격 불평등이 계층이동 가능성 인식에 미치는 효과를 분석하고자 하였다. 둘째, 사회적 자본을 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식 간 관계의 조절변수로 설정하여 그 효과가 관계의 강도와 방향을 어떻게 달리하는지 검증하였다. 이를 통해 기존 연구에서 간과되었던 중년층의 특성과 사회적 요인의 상호작용을 규명하고, 주택가격 불평등과 사회적 자본, 계층이동 인식 간의 연결 구조를 설명할 수 있는 새로운 분석적 시사점을 제시한다.
III. 연구자료 및 분석모형
1. 측정개념 및 연구자료
본 연구에서는 지역 수준 자료와 개인 수준 자료를 함께 활용하였다. 지역 수준에 대한 자료(국토교통부 주택 실거래가)는 2018~2023년 서울시 자치구별 지니계수를 산정하여 주택가격 불평등 수준을 측정하였다. 주택거래 실거래가 자료는 거래 후 법적으로 신고한 가격 정보를 기반으로 하므로, 시세나 호가와 달리 시장의 실제 거래 상황을 객관적으로 반영한다<Figure 1>.
개인 수준에 대한 자료는 서울서베이를 활용하였다. 서울서베이는 서울시가 매년 약 4만 명 이상의 시민을 대상으로 실시하는 대규모 조사로 25개 자치구에서 표본을 추출하여 가구주 와 만 15세 이상 가구원을 개별 면접조사를 통해 사회･경제적 특성, 사회적 자본, 생활 만족도 등을 포괄적으로 수집한다. 본 연구에서는 2018~2023년 6개년 자료를 활용하였으며, 총 약 24만 명의 응답자 가운데 결측치를 제외한 159,314명의 자료를 분석에 사용하였다.
2. 변수의 구성과 측정방법
본 연구의 변수의 구성은 <Table 1>과 같다. 종속변수인 계층이동 가능성 인식(Perceived Socioeconomic Mobility, PSM)은 “향후 본인의 사회경제적 지위가 상승할 가능성이 어느 정도 높다고 또는 낮다고 생각하십니까?”라는 문항을 5점 리커트 척도로 측정하였다.
Table 1.
Variables and Measures
독립변수(Independent Variable, IV)는 주택가격 불평등(Housing Price Inequality, HPI)과 주거특성(Housing Characteristics, HC), 근린환경인식(Neighborhood Surroundings, NS)으로 구성하였다. 주택가격 불평등(HPI)은 자치구별 주택가격 지니계수(0~1)로 산출하였고, 주거특성(HC)은 (Housing Type, HTy)과 주거점유형태(Housing Tenure, HTen)로 구분하였다. 근린환경인식(NS)은 생활환경인식(Perceived Environmental Surroundings, PES), 사회환경인식(Social Environmental Surroundings, SES), 교육환경 인식(Educational Environment Surroundings, EES)에 대한 만족도를 5점 척도로 측정하였다.
조절변수(Moderator Variable, MV)인 사회적 자본(Social Capital, SC)은 도움(Help), 참여(Participation, PAR), 신뢰((Trust in Friends/ Neighbors, TRFN; Trust in Government, TRGOV), 이타심(Altruism, ALT)으로 구성하였다. 도움(Help)은 “이웃이 어려울 때 서로 도와주는가?”를 5점 척도로, 참여(PAR)는 최근 1년간 자원봉사･지역사회 활동 빈도를 4점 척도로 측정하였다. 친구･이웃(TRFN) 및 정부(TRGOV) 신뢰는 각각 5점 척도로, 이타심(ALT)은 장애아동･노인복지를 위한 제도개선에 대한 의향을 5점 척도로 측정하였다.
끝으로, 통제변수(Control Variable, CV)에는 개인 및 가구 특성을 반영하였다. 성별(Gender), 교육수준(Edu.), 가구원 수(HH size), 가구소득(Income), 고용형태(Employ), 직업유형(Occ.), 현 거주지 거주기간(Res. yrs(addr)), 서울 거주기간(Res. yrs(Seoul)), 생활만족도(LS), 스트레스(Stress)를 포함하였으며, 교육･고용･직업 변수는 범주형, 생활만족도는 0~10점, 스트레스는 5점 척도로 측정하였다.
3. 분석 모형
본 연구는 다수준 순서형 로지스틱(Multilevel Ordered Logistic Regression) 모형을 사용하여 분석을 수행하였다. 이는 자료가 개인 수준과 자치구 수준 변수를 동시에 포함하는 위계적 구조를 가지기 때문이다. 또한 종속변수가 5점 척도의 순서형 범주형 변수이므로, 연속형 변수로 가정하는 선형회귀보다 로지스틱 모형이 적절하다. 순서형 로지스틱 모형은 범주 간 순서를 고려하여 추정할 수 있고, 결과를 승산비(odds ratio) 형태로 제시함으로써 해석의 직관성과 정책적 함의를 동시에 확보할 수 있다(Sung, 2015; Lee & Heo, 2014)<Figure 2>.
또한, 6개년도(2018~2023) 자료를 활용함에 따라 발생할 수 있는 연도별 이질성을 통제하기 위해 연도 더미 변수를 포함하였다. 이러한 분석 틀을 바탕으로, 사회적 자본이 주택가격 불평등과 중년층 계층이동 가능성 인식 간 관계에 미치는 조절효과를 검증하였다. 이를 위해 주택가격 불평등 지수와 사회적 자본 간 상호작용항(interaction term)을 모형에 포함시켜, 사회적 자본의 유형과 수준에 따라 주택가격 불평등이 중년층 계층이동 가능성 인식에 미치는 효과가 어떻게 달라지는지를 살펴보았다.
IV. 실증분석
1. 기초통계
<Table 2>는 본 연구에서 사용된 주요 변수들의 기초통계량을 제시한 것이다. 본 연구의 전체 표본은 159,314명이며, 여기서 중년층(MAG)은 74,333명으로 전체의 약 47.9%를 차지한다. 종속변수인 중년층의 계층이동 가능성 인식(PSM)은 2.918(SD=0.83)으로 나타났다. 자치구 수준 변수인 주택가격 불평등(HPI)은 0.137~0.349 범위로 자치구 간 격차가 확인되었다.
Table 2.
Descriptive Statistics
중년층의 주택유형(HTy)은 아파트(ref.) 대비 단독(Det) 25.3%(SD=0.44), 다세대･다가구(Mfh) 28.8%(SD=0.45)였으며, 점유형태(HTen)는 자가(ref.) 대비 전세(Jeonse) 32.9%(SD=0.47), 월세(Rent) 7.7%(SD=0.27)로 나타났다. 근린환경 인식(NS) 중 물리적 환경(PES) 평균 3.634(SD=0.79), 사회적 환경(SES) 평균 3.446(SD=0.83), 교육 환경(EES) 평균 3.328(SD=0.84)으로 조사되었다. 사회적 자본(SC)의 경우 도움(Help)은 평균 2.886(SD=0.95), 참여(PAR)는 1.158(SD= 0.56), 이웃에 대한 신뢰(TRFN)는 3.67(SD=0.75), 정부에 대한 신뢰(TRGOV)는 3.09(SD=0.95), 이타심(ALT)은 3.30 (SD=0.70)으로 나타났다.
통제변수(CV)의 경우 성별은 남성 61.1%(SD=0.49), 학력은 대졸 이상 71.4%(SD=0.45)로 분포하였다. 혼인상태는 기혼 81.4%(SD=0.39)였으며, 가구원 수는 평균 3.025명(SD=1.038)으로 나타났다. 근로･사업소득은 50만 원 미만에서 900만 원 이상까지 구간별로 측정되었으며, 평균 응답 구간은 약 7~8구간 수준(7.651)으로 약 382.6만 원(SD=3.32)으로 집계되었다. 고용형태는 정규직 70.7%(SD=0.46), 직업 유형은 화이트칼라 75.2%(SD=0.43)으로 나타났다. 거주기간은 현 거주지 기준으로 평균 400.5개월(SD=159.3), 서울 거주기간 평균 92.9개월(SD=73.9)로 확인되었다. 생활만족도(LS)는 평균 6.735(SD=1.37), 스트레스는 평균 3.286(SD=0.93)였다.
연도별 표본 분포를 살펴보면, 2019년에는 평균이 17.8%(SD=0.382)로 나타났으며, 2020년에는 평균 18.3%(SD=0.386)으로 다소 증가하였다. 2021년에는 평균이 17.7%(SD=0.382)로 2019년과 유사한 수준이었으나, 2022년에는 평균이 14.7%(SD=0.359)로 감소하였고, 2023년에도 평균 14.7%(SD=0.354)로 나타났다.
2. 차이검증
본 연구에서는 집단 간의 차이를 확인하기 위해 변수의 특성에 따른 χ2 검정 및 t검정을 수행하였다. 그 결과, 종속변수인 계층이동 가능성 인식(PSM)은 중년층과 비중년층 간 평균 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(χ2=98.35, p<.001). 주택가격 불평등 수준(HPI)은 개인 수준 변수가 아니라 자치구 단위에서 측정된 지표이므로 집단 간 비교에서는 유의한 차이가 확인되지 않았다.
사회적 자본은 도움, 참여, 친구･이웃에 대한 신뢰, 이타심에서 유의한 평균 차이가 확인된 반면(p<.001), 정부 신뢰는 통계적으로 유의하지 않았다. 그 밖에 주택유형 및 점유형태, 개인특성은 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났고, 근린환경인식 중 교육환경만 유의한 것으로 나타나 중년층과 비중년층 집단 간의 차이가 있는 것으로 확인되었다. <Table 3>는 중요한 변수들에 대한 중년층과 비중년층 간 차이를 제시하였다.
Table 3.
Results of Chi-square Tests for Differences between Middle-aged and Non-middle-aged Groups
3. 분석모형의 적정성
모형의 적합성은 무제약 모형(NM)과 완전제약 모형(FCM)을 비교하여 평가하였다. 로그우도(Log-likelihood)는 NM -195912.0에서 FCM -188856.6으로 증가하여 완전제약 모형(FCM)이 더 높은 적합성을 보였으며, AIC와 BIC 역시 무제약 모형(NM) 391834.0, 391883.9보다 완전제약 모형(FCM) 377787.3, 378156.5이 낮아 모형의 우수성이 확인되었다. 또한 Pseudo R2(McFadden)을 산출한 결과, FCM의 값은 0.036으로 확인되어 무제약 모형 대비 설명력이 개선된 것으로 나타났다<Table 4>.
Table 4.
Assessment of Model Adequacy
| Category |
Var (GU) | S.E | P | LogL | AIC | BIC | ICC |
| NM | 0.026 | 0.007 | 0.000 | -195912.0 | 391834.0 | 391883.9 | 0.008 |
| FCM | 0.019 | 0.005 | 0.000 | -188856.6 | 377787.3 | 378156.5 | 0.006 |
본 연구에서 활용한 자료는 개인 수준과 자치구 수준이 포함된 구조를 가지기 때문에 이를 고려하여 단일 수준 모형과 다수준 모형의 비교를 위해 급내상관계수(ICC)를 산출하였다. 그 결과, 무제약 모형(NM) 0.008, 완전제약 모형(FCM) 0.006로 모두 유의하게 나타나 자치구 수준의 군집효과가 존재함을 보여주었다. 하지만, 본 연구에서 산출된 ICC는 0.008(무제약 모형), 0.006(완전제약 모형)으로 비교적 낮은 수준에 머물러, 자치구 간 변동이 전체 분산에서 차지하는 비율이 크지 않았다. 일반적으로 다층분석은 ICC가 일정 수준(5% 이상)일 때 분석 타당성이 높다고 평가된다(Kang, 2021).
그러나, 본 연구의 경우 주요 지역수준 변수인 주택가격 지니계수가 25개 자치구 단위에서 산출되었기 때문에 집단 간 변이가 제한적이며, 그 결과 ICC가 낮게 나타나는 한계가 존재한다. 그럼에도 불구하고, 본 연구는 연구의 초점이 개인수준 요인뿐 아니라 자치구 수준의 주택가격 불평등이라는 맥락적 변수를 동시에 고려할 필요성이 있다는 점에서 다층모형을 적용하였다(Snijders & Bosker, 2012).3) 또한, 단일수준 분석 결과와 비교한 결과 주요 계수의 방향과 유의성은 크게 달라지지 않아 해당 모형을 적용하였다.
4. 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용효과
1) 중년층 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향
<Table 5>는 주택가격 불평등, 주거특성, 근린환경 인식, 사회적 자본, 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용 효과가 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향을 전체와 중년층으로 구분하여 제시한 것이다. 분석 결과, 주택가격 불평등(HPI)은 전체 표본에서 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으며(Coef.=4.436, p<.001), 중년층에서도 유의한 정(+)의 효과가 나타났다(Coef.=5.385, p<.001). 이는 주택가격 불평등 심화가 계층이동 가능성 인식에 부정적 영향을 미치기보다는, 오히려 계층상승 기회를 기대하는 방향으로 작용하고 있음을 보여준다. 이는 주택가격 불평등이 단순한 제약 요인으로만 작동하는 것이 아니라, 사회적 비교와 동기 부여를 통해 긍정적 기대를 자극하기 때문으로 해석된다. 위와 같은 결과는 Seo and Jin(2021)의 연구에서 주택가격 불평등 수준은 일정 수준까지 계층이동 가능성 인식을 높인다는 결과와 일치한다.
Table 5.
Empirical Results
| Categories | Entire | Middle-Aged Group | |||||||
| O.R | Coef. | S.Err | O.R | Coef. | S.Err | ||||
| IV | HPI | 84.403 | 4.436*** | 0.887 | 218.029 | 5.385*** | 1.293 | ||
| HC | HTy (ref.Apt) | Det | 0.997 | -0.003 | 0.012 | 1.012 | 0.012 | 0.018 | |
| Mfh | 0.961 | -0.040*** | 0.012 | 0.957 | -0.044* | 0.017 | |||
| HTen (ref.Own) | Jeonse | 0.959 | -0.042*** | 0.011 | 0.973 | -0.027 | 0.016 | ||
| Rent | 1.022 | 0.021 | 0.018 | 1.069 | 0.067* | 0.029 | |||
| NS | PES | 1.005 | 0.005 | 0.007 | 1.011 | 0.011 | 0.010 | ||
| SES | 0.960 | -0.041*** | 0.007 | 0.959 | -0.042*** | 0.010 | |||
| EES | 1.207 | 0.188*** | 0.007 | 1.198 | 0.181*** | 0.010 | |||
| SC | Help | 1.147 | 0.137*** | 0.034 | 1.301 | 0.263*** | 0.051 | ||
| Par | 0.914 | -0.090 | 0.055 | 0.961 | -0.039 | 0.078 | |||
| TRFN | 0.915 | -0.089 | 0.046 | 0.852 | -0.161* | 0.068 | |||
| TRGov | 1.482 | 0.394*** | 0.036 | 1.425 | 0.354*** | 0.052 | |||
| ALT | 1.443 | 0.366*** | 0.045 | 1.531 | 0.426*** | 0.067 | |||
| MV | HPI×Help | 1.003 | 0.003 | 0.135 | 0.671 | -0.399* | 0.203 | ||
| HPI×Par | 2.130 | 0.756*** | 0.225 | 1.624 | 0.485 | 0.317 | |||
| HPI×TRFN | 1.797 | 0.586** | 0.185 | 2.561 | 0.940*** | 0.273 | |||
| HPI×TRGov | 0.325 | -1.125*** | 0.142 | 0.377 | -0.976*** | 0.208 | |||
| HPI×Alt | 0.429 | -0.846*** | 0.182 | 0.331 | -1.106*** | 0.270 | |||
| CV | Gender (ref.Female) | 0.967 | -0.034** | 0.011 | 0.966 | -0.034* | 0.016 | ||
| Edu (ref..<College) | 1.169 | 0.156*** | 0.012 | 1.131 | 0.123*** | 0.017 | |||
| MS (ref.Single) | 0.945 | -0.056*** | 0.012 | 1.046 | 0.045* | 0.023 | |||
| HH size | 1.032 | 0.031*** | 0.005 | 1.028 | 0.027*** | 0.009 | |||
| Income | 1.053 | 0.052*** | 0.002 | 1.061 | 0.059*** | 0.003 | |||
| Employ | 1.017 | 0.017** | 0.006 | 1.034 | 0.033*** | 0.008 | |||
| Occupation | 0.862 | -0.148*** | 0.009 | 0.883 | -0.125*** | 0.012 | |||
| Res. yrs (addr.) | 0.999 | -0.001*** | 0.000 | 1.000 | 0.000*** | 0.000 | |||
| Res. yrs (Seoul) | 1.000 | 0.000*** | 0.000 | 1.000 | 0.000*** | 0.000 | |||
| LS | 1.220 | 0.199*** | 0.004 | 1.221 | 0.200*** | 0.006 | |||
| Stress | 1.115 | 0.109*** | 0.005 | 1.120 | 0.114*** | 0.008 | |||
| Fixed-effect (year) | yes | ||||||||
| Cutoff 1 | 1.5528 | 2.2212 | |||||||
| Cutoff 2 | 3.8015 | 4.4494 | |||||||
| Cutoff 3 | 6.1413 | 6.8602 | |||||||
| Cutoff 4 | 8.7758 | 9.4837 | |||||||
| N | 159,314 | 74,333 | |||||||
| Log likelihood | -188804.04 | -87213.452 | |||||||
| Prob > chi2 | 0.0000 | 0.0000 | |||||||
| AIC | 377686.1 | 174504.9 | |||||||
| BIC | 378075.2 | 174864.3 | |||||||
주거 특성(HC) 중 주택유형은 아파트를 기준으로 다세대(Mfh)에서 거주하는 경우 계층이동 가능성 인식이 유의미하게 낮아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Kang and Seo(2022)의 연구 결과와 일치하는데, 해당 연구에서는 다가구･다세대주택 거주자가 낮은 자산 가치와 열악한 주거환경, 아파트･단독주택 거주자와의 상대적 비교로 인해 자신의 사회경제적 지위를 낮게 평가하는 것으로 해석하였다. 한편, 점유형태를 기준으로 중년층은 월세에 거주하는 경우 계층이동 가능성 인식이 유의미하게 높아지는 것으로 나타났다.
환경 및 사회서비스 만족도 변수 가운데 사회복지만족도(SES)는 유의한 음(-)의 효과를 보였으며, 교육환경만족도(EES)은 유의한 정(+)의 효과를 보였다. 특히 교육환경 만족도(EES)는 근린환경인식 요인 중 계층이동 인식에 긍정적으로 작용한 변수로 확인되었으며, 이는 Kim & Jeon(2020)의 연구결과와 일치한다.
2) 사회적 자본이 계층이동 가능성 인식에 미치는 효과
본 연구는 사회적 자본의 조절효과를 검증하기에 앞서 변수 간 상관관계 및 신뢰도를 분석하여 공통 요인으로 통합 가능한지를 확인하였다. 그 결과, 사회적 자본의 각 구성 요인은 상호 독립적인 성격을 지니고 있어 단일 요인으로 통합하기 어려운 것으로 나타났으며, 이에 따라 사회적 자본을 개별 변수 단위로 구분하여 분석을 진행하였다.
우선 사회적 자본이 계층이동 가능성 인식에 미치는 직접 효과를 살펴보면, 도움(Help), 정부에 대한 신뢰(TRGov), 이타심(ALT)이 전체와 중년층 모두에서 계층이동 가능성 인식에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Kim and Jeon(2018)의 연구결과와 일치하며, 도움(Help), 정부에 대한 신뢰(TRGov), 이타심(ALT)을 많이 가진 사람일수록 계층이동 가능성에 대한 인식이 더 높아진다는 것으로 해석할 수 있다. 반면, 참여(Par)는 전체와 중년층 모두 계층이동 가능성 인식에 영향이 없는 것으로 나타났는데, 이는 단순히 모임･활동에 참여하는 것이 기회의 접근으로 이어지지 않는다는 것을 의미한다. 이웃에 대한 신뢰(TRFN)는 중년층에서만 유의미한 부(-)의 영향을 미쳤는데, 이는 지역 공동체 신뢰가 정주성을 강화하고 변화보다 안정 추구를 중시하게 하여, 계층이동 가능성에 대한 인식을 제약할 수 있음을 의미한다(Granovetter, 1985; Sampson, 2012).
3) 주택가격 불평등과 사회적 자본의 상호작용 효과
주택가격 불평등 수준과 사회적 자본 간의 조절효과가 중년층 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향에 대해 살펴보았다. 분석 결과, 사회적 자본은 계층이동 가능성 인식에 미치는 직접 효과와 주택가격 불평등과의 상호작용 효과에서 부호 방향이 반대로 나타났으며, 구체적인 결과는 다음과 같다.
첫째, 주택가격 불평등 수준과의 도움 변수 간의 상호작용 결과는 유의미한 음(-)의 방향으로 나타났다. 구체적으로는 전체 집단에서는 통계적으로 유의한 조절효과가 확인되지 않았으나, 중년층에서는 불평등 효과를 완화하는 조절효과가 나타났다(OR=0.671, Coef.=-0.399, p<0.05). 이는 도움을 많이 주고 받는 집단일수록 주택가격 불평등이 높아지는 상황에서 계층이동 가능성 인식에 대한 기대의 긍정적 효과(상승 폭)가 완화됨을 의미한다.
<Figure 3>의 조절효과 그래프를 보면 이러한 결과가 시각적으로 확인된다. 도움 수준이 높은 집단(help=5)은 낮은 집단(help=1)에 비해 전반적으로 계층이동 가능성을 더 높게 인식하지만, 주택가격 불평등 심화에 따른 증가 폭은 상대적으로 완만하게 나타났다. 반대로 도움 수준이 낮은 집단은 초기 인식 수준은 낮았으나, 불평등이 심화될수록 계층이동 가능성 인식이 더 가파른 증가를 보였다. 즉, 도움은 주택가격이 불평등한 상황에서도 계층이동 가능성 인식을 높여주는 사회적 자본이지만, 도움이 활발한 집단에서는 주택가격 불평등이 심화될 때 계층이동 가능성에 대한 기대의 폭을 완화하는 방향으로 작동함을 보여주며, 이에 대한 결과가 음(-)의 조절효과로 나타남을 의미한다. 이는 사회적 자본의 효과가 상황적 맥락에 따라 달라질 수 있다는 Portes(1998)의 주장과도 부합한다.
둘째, 주택가격 불평등 수준과 참여(네트워크)변수 간의 상호작용 결과는 전체 집단에서는 유의미한 강화 효과로 나타났으나(OR=2.130, Coef.=0.756, p<0.001), 중년층에서는 유의한 조절효과가 나타나지 않았다. 전체 집단의 결과는 지역 활동 참여(네트워크)가 주택가격이 불평등한 상황에서도 상위 집단과의 접촉 및 정보 접근을 확대함으로써 계층이동 가능성 인식을 높이는 역할을 한 것으로 해석할 수 있으나(Putnam, 2000; Granovetter, 1973), 중년층에서는 이러한 조절효과가 나타나지 않아, 참여가 계층이동 가능성 인식에 영향을 미치는 경로가 제한적임을 보여준다.4)
셋째, 주택가격 불평등 수준과 이웃 신뢰 변수 간의 상호작용 결과, 서울시 전체 집단(OR=1.797, Coef.=0.586, p<0.01)과 중년층(OR=2.561, Coef.=0.940, p<0.001) 모두에서 주택가격 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 유의미하게 강화되는 것으로 나타났다. 즉, 주변인에 대한 신뢰가 높을수록 주택가격 불평등 상황을 제약 요인보다는 계층이동의 기회로 해석하는 경향이 강화되는 것으로 확인되었다.
<Figure 4>를 통해 조절효과 그래프를 살펴보면 친구･이웃에 대한 신뢰수준이 높은 집단(trust_fn=5)은 주택가격 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 가파르게 상승하였다. 반면 친구･이웃에 대한 신뢰수준이 낮은 집단(trust_fn=1)은 초기에 신뢰 수준이 높은 집단에 비해 다소 높은 계층이동 가능성 인식을 보였으나 주택가격 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식은 낮아지는 것으로 나타났다. 그 결과 두 집단 간의 차이는 주택가격 불평등이 심화될수록 확대되었다. 이는 사회적 신뢰가 개인의 태도와 기대 형성에 핵심적임을 강조한 Putnam(2000)과 Uslaner(2002)의 논의와 부합한다.
넷째, 주택가격 불평등 수준과 정부 신뢰 변수 간의 상호작용 결과, 전체와 중년층 모두에서 유의미한 완화(-)의 조절효과가 확인되었다(전체 OR=0.325, Coef.=-1.125, p<0.001; 중년층 OR=0.377, Coef.=-0.976, p<0.001). 이러한 결과는 정부 신뢰가 불평등 상황에서 계층이동 인식을 강화하기보다 오히려 완화하는 조절 요인으로 작용함을 의미한다.
<Figure 5>를 통해 조절효과 그래프를 살펴보면, 주택가격 불평등과 정부 신뢰 간 상호작용은 집단별로 상반된 양상을 보였다. 정부 신뢰가 높은 집단(trust_gor=5)에서는 주택가격 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 완만하게 감소하나, 정부 신뢰가 낮은 집단(trust_gor=1)에서는 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 뚜렷하게 강화되었다.
이는 정부 신뢰가 낮은 집단은 정부에 의존하기보다는 개인적 기회나 도전으로 해석하여 상향 이동 기대를 높이는 것으로 해석할 수 있다. 이러한 결과는 주택가격 불평등이 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향이 정부 신뢰 수준에 따라 상반되게 작동함을 보여준다.
다섯째, 주택가격 불평등 수준과 이타심 변수 간의 상호작용 결과, 전체와 중년층 모두에서 완화(음)의 조절효과를 보였다(전체 OR=0.429, Coef.=-0.846, p<0.001; 중년층 OR=0.331, Coef.=-1.106, p<0.001). 즉 정부신뢰와 같이 이타심은 불평등 상황에서 계층이동 인식을 완화하는 조절 요인으로 작용함을 의미한다.
이에 대한 조절효과 그래프도 정부 신뢰와 유사한 패턴을 보였다. <Figure 6>를 통해 조절효과 그래프를 살펴보면, 이타심이 높은 집단(Alt=5)에서는 주택가격 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 완만하게 감소하나, 이타심이 낮은 집단(Alt=1)에서는 불평등 수준이 높아질수록 계층이동 가능성 인식이 강화되었다. 이러한 결과는 제도적 지향성을 반영하는 사회적 자본이 주택가격 불평등 맥락에서 유사한 조절효과를 보임을 의미하며, 맥락에 따라 상반된 효과를 가질 수 있음을 강조한 Portes(1998)의 논의와도 부합한다.
3) 종합
사회적 자본은 주택가격 불평등과 중년층 계층이동 가능성 인식 간의 관계에서 조절효과를 가지며, 그 효과는 사회적 자본의 유형과 수준에 따라 차별적으로 나타났다. 중년층을 기준으로 도움 변수와 정부 신뢰, 이타심 변수가 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향을 완화하는 조절 요인으로 작용하였고, 친구･이웃에 대한 신뢰 변수는 계층이동 가능성 인식을 강화하는 방향으로 작용하였다. 이는 사회적 자본이 주택가격 불평등이 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향을 조절하는 핵심 요인으로 작용함을 실증적으로 보여준다.
V. 결 론
1. 결론 및 시사점
본 연구는 최근 한국 사회에서 주택가격 불평등이 단순한 자산 보유 격차의 차원을 넘어, 계층이동 가능성 인식에 영향을 미치는 중요한 사회문제로 대두되고 있다는 문제의식에서 출발하였다. 이러한 맥락에서 본 연구는 주택가격 불평등이 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향을 서울시 중년층을 중심으로 분석하고, 사회적 자본의 조절효과를 규명하였다. 분석의 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 주택가격 불평등은 중년층의 계층이동 가능성 인식에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 실제로 Chetty et al.(2014)의 연구에서도 일부 지역에서는 불평등이 높아도 교육･가족･사회적 자본 여건이 양호하면 상향 이동 가능성이 상대적으로 높게 나타났으며, 국내 연구 또한 주택가격 불평등이 일정 수준까지는 상향 이동 기대를 높이는 결과를 제시한 바 있다(Seo & JIn, 2021). 본 연구의 결과는 이러한 논의와 맥락을 같이하며, 특히 중년층이 주택 자산을 계층상승의 중요한 경로로 인식하고 있음을 실증적으로 확인하였다.
둘째, 사회적 자본 중에서 도움, 정부 신뢰, 이타심은 독립변수로서 계층이동 가능성 인식에는 유의미한 정(+)의 영향을 미쳤다. 그러나 주택가격 불평등과의 상호작용 효과에서는 모두 유의미한 부(-)의 방향으로 나타나 주택가격 불평등이 심화될수록 계층이동 가능성에 대한 긍정적 효과를 약화시키는 요인으로 작용하였다. 이는 사회적 자본이 항상 긍정적 효과만을 발휘하는 것이 아니라, 상황적 요인에 따라 상반된 기능을 수행할 수 있음을 보여준다(Portes, 1998; Putnam, 2000). 위와 같은 결과는 주택가격 불평등이 심화된 상황에서 사회적 자본의 단순한 확충만으로는 기대한 효과를 달성하기 어렵고, 오히려 계층이동 가능성 기대를 제약할 수 있음을 시사한다. 따라서 주택가격 불평등 완화와 병행된 사회적 자본 정책 설계가 요구되며, 사회적 자본의 양면성과 조건부 효과, 개인별 사회적 자본 수준을 반영한 학문적･정책적 논의가 필요하다.
셋째, 사회적 자본 중 친구･이웃에 대한 신뢰는 독립변수로서 유의미한 부(-)의 영향을 미쳐 계층이동 가능성 인식을 낮추는 요인으로 작용하였다. 그러나, 주택가격 불평등과 상호작용 효과에서는 오히려 계층이동 가능성 인식을 유의미하게 강화(+)하는 방향으로 나타났다. 특히 주택가격 불평등이 심화된 상황에서 낮은 신뢰 수준 집단은 계층이동 가능성에 대한 기대가 더 위축되는 것으로 나타나 친구･이웃 신뢰 수준에 의한 집단 간 인식 격차가 확대되는 양상이 나타났다.
Putnam(2000)과 Portes(1998)은 지역사회 기반의 상호 신뢰는 맥락에 따라 상반된 기능을 수행할 수 있다고 보았으며, 특히 Sampson(2012)는 경제적 불평등이나 주거 분리가 심화된 지역에서는 이웃 간 신뢰가 약화되어 기회 접근이 제약될 수 있다고 보았다. 따라서 주택가격 불평등이 심화된 상황에서 낮은 신뢰 집단의 기대 위축을 완화하고, 신뢰 수준을 제고할 수 있는 지역사회 기반 정책이 필요하다. 특히 친구･이웃에 대한 신뢰가 낮은 집단은 다양한 계층과의 접촉을 통해 새로운 기회로 이어지는 사회적 자본으로 발전시켜 실제 기회 접근으로 연결할 수 있도록 지원하는 제도적 방안이 요구된다.
넷째, 참여(네트워크)는 독립변수로서 계층이동 가능성 인식에 뚜렷한 영향을 미치지 않았다. 그러나 주택가격 불평등이 심화될 때 전체 집단에서는 계층상승 기대를 강화(+)하는 효과가 확인된 반면, 중년층에서는 이러한 조절효과가 나타나지 않았다. 전체 집단에서 참여(네트워크)가 계층이동 가능성 인식을 강화한 것은 참여가 교량형 자본으로 작동하여 다양한 계층, 연령 간 접촉과 새로운 기회 접근을 확대했기 때문으로 해석할 수 있다(Granovetter, 1973; Putnam, 2000). 특히 다른 연령층에서는 참여(네트워크)가 취업복지 자원 등 외부 기회와 직접 연결될 가능성이 높아(Kim, 2023), 이러한 효과가 나타난 것으로 보인다. 이에 반하여 중년층은 참여(네트워크)가 양적으로는 활발하지만 새로운 기회나 자원 접근으로의 연결은 제한적이어서 계층이동 가능성 인식에는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 중년층에게 있어 단순한 참여의 빈도는 사회적 교류의 양적 확대에 그칠 뿐 새로운 정보와 기회를 제공하는 질적 네트워크로 전환되지 못했음을 의미한다(Granovetter, 1973; Putnam, 2000; Portes, 1998).
위 결과를 토대로 한 정책적 시사점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 주택가격 불평등이 단순한 경제적 격차를 넘어 계층이동 가능성 인식에 직접적인 영향을 미친다는 점을 확인하였다. 또한 불평등이 심화된 상황에서는 그 효과가 달라지며, 사회적 자본이 계층이동 가능성 인식을 강화하거나 완화하는 조건부 요인으로 작동함을 보여주었다. 따라서 주거정책은 단순히 불평등 완화에 초점을 두는 데 그치지 않고, 사회적 자본이 집단별･상황별 맥락에 따라 계층이동 가능성 인식을 강화하거나 제약할 수 있다는 점을 반영한 차별화된 접근을 모색할 필요가 있다.
둘째, 사회적 자본의 유형과 수준에 따라 계층이동 가능성 인식에 미치는 영향이 달라지는 것을 확인하였다. 이는 단순히 사회적 자본을 양적으로 확충하는 것이 아니라, 실제 기회의 접근으로 이어질 수 있는 질적 전환을 유도할 필요가 있다. 정책적으로는 단순히 도움, 참여(네트워크)를 확대하는 것이 아니라 계층이동 가능성과 연결될 수 있는 제도적 장치가 요구된다.
셋째, 중년층은 참여(네트워크)는 전체 집단에서는 불평등 속에서 계층이동 가능성 인식을 강화하는 효과를 보였으나, 중년층에서는 네트워크가 새로운 기회 접근으로 이어지지 못하는 한계를 보였다. 이러한 결과는 참여가 단순한 지역활동에 머무르지 않고, 공적 지원 체계나 외부 네트워크와 연계될 때 교량형 사회자본으로 기능하여 계층이동 기대를 높일 수 있음을 시사한다.
2. 연구의 의의 및 한계
본 연구는 주택가격 불평등과 계층이동 가능성 인식의 관계를 단순히 직접 효과로만 파악하지 않고, 사회적 자본이 그 관계속에서 어떠한 조절적 역할을 하는지에 대해 실증분석했다는데 있다. 특히 중년층을 중심으로 한 분석을 통해 사회적 자본의 효과가 맥락과 수준에 따라 다르게 나타나며 때로는 상반된 결과를 낳을 수 있음을 확인하였고 이를 통해 사회적 자본의 양면성과 조건에 따른 효과를 규명하는 데 기여하였다.
그러나 위와 같은 학술적 의의에도 불구하고 다음과 같은 한계가 존재한다. 첫째, 본 연구는 사회적 자본의 측정이 실제 사회적 관계망이나 상호작용의 질을 충분히 반영하지 못했다는 점을 들 수 있다. 특히 ‘참여’와 같은 변수는 양적 빈도보다 질적 성격이 중요함에도 이를 구분하지 못했다.
둘째, 사회적 자본의 효과를 논의함에 있어 코로나19와 같은 시기적 특수성을 고려하지 못했다는 점이다. 향후 연구에서는 팬데믹과 같은 외부 충격에 의한 사회적 자본과 계층이동 가능성 인식에 미치는 변화를 별도로 분석할 필요가 있다.
