보건교육건강증진학회지

  • KCI(Korea Citation Index)
  • DOI(CrossRef)
  • DOI(CrossCheck)

ISSN : 1229-7631 (Print) / 2635-5302 (Online)

  • KCI(Korea Citation Index)
  • DOI(CrossRef)
  • DOI(CrossCheck)

Korean Journal of Health Education and Promotion

ISSN : 1229-7631 (Print) / 2635-5302 (Online)

Editorial Board

Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 35 , No. 5 (2018 .12 .31)

[ Original Article ]
Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 35, No. 5, pp. 57-68
Abbreviation: Korean J Health Educ Promot
ISSN: 1229-4128 (Print) 2635-5302 (Online)
Print publication date 31 Dec 2018
Received 30 Aug 2018 Revised 17 Oct 2018 Accepted 24 Oct 2018
DOI: https://doi.org/10.14367/kjhep.2018.35.5.57

근로자의 주관적 사회계층인식 및 사회계층 이동성과 주관적 건강 및 우울상태와의 관계 : 정규직과 비정규직 근로자 집단의 비교
김진현
부산대학교 사회복지학과 부교수

Subjective social class and social class mobility and the associations with self-rated health and depression : Comparison between standard workers and nonstandard workers
Jinhyun Kim
Associate professor, Department of Social Welfare, Pusan National University
Correspondence to : Jinhyun Kim Department of Social Welfare, Pusan National University, 2, Busandaehak-ro 63beon-gil, Geumjeong-gu, Busan, 46241, Republic of Korea주소: (46241) 부산광역시 금정구 부산대학로63번길 2(장전동) 부산대학교 사회과학대학 215호 Tel: +82-51-510-2126, Fax: +82-51-517-4662, E-mail: jinhyun@pusan.ac.kr

Funding Information ▼

Abstract
Objectives

This study aims to identify employees’ subjective social class and social class mobility and the associations with their self-rated health and depression focusing on the differences between standard workers and nonstandard workers.

Methods

3,117 samples were selected from a secondary data regarding social and psychological factors of anxiety and mental health in Korea. Multiple regression analyses were used to test the associations of subjective social class and social class mobility with self-rated health and depression. This study also examined the relationships between subjective social class, social class mobility and health outcomes by employment types.

Results

Nonstandard workers perceived their subjective social class and social class mobility lower than did standard workers. Results from multiple regression showed that social class mobility significantly predicted levels of self-rated health and depression. Finally, the types of employment had significant moderating effects which indicates nonstandard workers were more likely to have worse self-rated health and be more depressed compared to standard workers when they perceived subjective social class and social class mobility lower.

Conclusions

It is necessary to consider how to reduce health disparities between standard workers and nonstandard workers through narrowing down gaps in subjective social class and social class mobility.


Keywords: subjective social class, social class mobility, self-rated health, depression

Ⅰ. 서론

최근 들어 지속되는 경기침체와 고용시장의 불안정성으로 인해 사회경제적 지위에 따른 불평등이 지속적으로 확대되고 있다. 2인 이상 가구의 시장소득에 대한 소득불평등 지표인 지니계수는 2006년 이후 계속 증가하면서 2016년에는 .317로 가장 높은 수치를 보여주고 있어 소득불평등이 심화되고 있음을 알 수 있다(Statistics Korea, 2018). 특히 사회경제적 지위에 따른 사회계층화는 한 번 고착화되면 계층 간의 이동이 제약되는 경향으로 나타난다.

한국사회의 사회계층화로 인한 이슈는 불평등한 노동시장 환경에서 직접적으로 살펴볼 수 있다. 노동시장분절이론(labor market segmentation)에 따르면 분절은 일차 그리고 이차의 이중노동시장으로 설명되는데 일차 노동시장에서의 직업들은 안정적이고, 임금수준도 높으며 직업계층에서의 이동성이 있다. 하지만 이차 노동시장에서의 직업들은 불안정하고, 임금수준이 낮으며, 직업계층에서의 이동성 역시 낮게 나타난다(Reigh, Gordon, & Edwards, 1973). 이처럼 분절된 노동시장 구조에서는 직업에 따라 계층화가 이루어지고, 일차 노동시장에서 속해있는 근로자와 이차 노동시장에 속해있는 근로자 사이에는 계층화로 인한 불평등이 존재한다. 특히 이차 노동시장에 속해있는 근로자의 경우 고용의 불안정성이 높고, 임금수준은 낮으며 비정기적인 고용형태를 띤다(Doeringer & Piore, 1971).

분절된 노동시장에서 정규직 근로자와 비정규직 근로자가 경험하는 불평등은 다양한 형태로 나타나는데, 특히 비정규직 근로자는 분절된 노동시장에서 정규직 근로자와의 임금격차가 커지고, 고용의 불안정성으로 인해 완전고용을 전제로 설계된 사회보험제도로부터 배제되어 빈곤상태에 놓이게 될 가능성이 높다(Baek, 2013; Lee & Ha, 2011). 이외에도 비정규직 근로자는 정규직 근로자에 비해 주거, 건강, 사회참여 등 다양한 영역에서 사회적 배제를 경험할 가능성이 높다(Kim, 2017). 하지만 더욱 심각한 문제는 분절된 노동시장에서 고용형태에 따른 계층화가 지속된다는 것이다. OECD의 비정규직 이동성 국가별 비교자료를 살펴보면 한국의 경우 비정규직에서 정규직으로 전환된 비율이 11.1%로 OECD 국가들 가운데 가장 낮은 수준으로 나타났는데, 이는 한국의 노동시장이 비정규직에서 정규적으로 계층 간 이동이 매우 힘든 구조라는 것을 의미한다(Kim, 2017; OECD, 2013).

불평등한 사회계층화로 인한 문제는 비단 경제적 문제에만 국한되는 것이 아니라 신체 및 정신건강에도 영향을 미친다. 특히 사람들이 주관적으로 인식하는 사회계층은 건강상태에 유의미한 영향을 미치는데, 가령, 스스로의 사회계층이 상류층에 속한다고 생각하는 사람들이 그렇지 않은 사람들에 비해 주관적 건강상태가 양호하다고 인지하는 것으로 나타났다(Choi, Park, & Hwang, 2013). 객관적 소득계층과 주관적 소득계층의 차이를 분석한 연구에서는 객관적 소득계층과 주관적 소득계층을 일치되게 인식하는 집단에 비하여 객관적 소득수준보다 주관적 소득수준이 높다고 인식한 집단이 보다 나은 건강상태를 보여주었다(Park & Kwon, 2015). 노인들을 대상으로 한 연구에서도 주관적 계층인식이 스트레스에 영향을 미치고 주관적 건강인식에도 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Nam, Yi, Kim, & Kim, 2016). 고용형태별 소득계층과 사회경제적 계층인식에 따른 건강상태의 차이를 살펴보면 정규직과 비정규직 근로자 모두 주관적으로 인지하는 사회경제적 계층인식이 높을수록 주관적 건강상태가 좋은 것으로 나타났고, 비정규직 근로자의 경우 연간소득을 기준으로 분류한 소득계층 역시 건강상태를 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다(Choi, & Hwang, 2017a).

주관적 사회계층에 대한 인식은 우울, 불안과 같은 정신건강에도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 우선, 객관적 소득계층 대비 자신의 주관적 소득계층을 낮게 인식할수록 우울증 유병가능성이 높고, 반대로 객관적 소득수준보다 주관적 소득수준을 높게 인식할수록 우울증 유병가능성은 낮은 것으로 나타났다(Park & Kwon, 2015). 주관적 계층인식과 정신건강과의 관계에서 자신의 계층을 하위계층으로 인식할수록 우울감이 높아지는 것으로 나타났다(Choi & Hwang, 2017b). 독거노인을 대상으로 한 연구에서도 주관적 계층인식이 우울을 유의미하게 예측하였는데, 자신의 계층을 하위라고 인식할수록 우울정도가 높아지는 것으로 나타났다. 더불어 주관적 계층인식과 우울과의 관계는 주관적 건강상태에 의해 유의미하게 조절되는 것으로 나타났다(Jeong, & Tae, 2017). 가구소득과 주관적 계층인식이 낮은 집단이 가구소득과 주관적 계층인식 수준을 중상이라고 응답한 집단에 비하여 우울증이 발생할 확률이 높았고, 교육수준과 주관적 계층인식 수준이 낮은 집단이 그렇지 않은 집단에 비하여 우울증을 경험할 확률이 높은 것으로 나타났다(Kim, Lee, Shin, & Park, 2014). 한국사회의 사회적 불안의 원인에 관한 연구들을 살펴보면 월평균 가구소득에 따른 사회적 불안 수준에는 차이가 없었으나 주관적으로 지각한 계층별로는 유의미한 차이가 발견되었고, 자신을 하류층으로 인식한 사람들이 중류층이나 상류층으로 지각한 사람들에 비해 사회적 불안수준이 높게 나타났다. 더불어 한국사회의 계층이동성이 낮다고 인식할수록 불안수준이 높게 나타났다(Hong, Song, Park, Lee, & Lee, 2006).

국외 연구들에서도 주관적 계층의식과 건강과의 관계를 살펴본 연구들은 유사한 결과를 보여주는데, 주관적 계층의식이 높을수록 주관적 건강상태 혹은 신체건강의 수준이 높고(Hu, Adler, Goldman, Weinstein, & Seeman., 2005; Ostrove, Adler, Kuppermann, & Washington, 2000), 반대로 우울수준은 낮은 것으로 나타났다(Goodman et al., 2001). 성인 흑인을 대상으로 불안민감도와 주관적 사회지위의 상호작용과 우울 및 불안감과의 관계를 살펴보면 우울에는 유의미한 영향을 미치지 않았으나 불안에는 유의미한 영향을 미쳤다. 특히 이러한 상호작용은 자신의 주관적 사회계층을 낮게 인식하는 사람들에게 더 크게 나타났다(Reitzel et al., 2017). 지역사회에서 자신의 주관적 사회경제적 지위를 낮게 인식하는 여성들은 우울증상을 더 많이 보고하였고, 반대로 사회적 지지는 낮게 인식하였다(Michelson, Riis, & Johnson, 2016). 높은 수준의 주관적 사회계층 인식은 낮은 심리사회적 위험, 즉 우울, 신경증과 관련이 있다. 또한 주관적 사회계층 인식은 심리사회적 취약성을 매개로 주관적 건강에도 영향을 미칠 수 있는데, 자신의 주관적 사회적 지위가 자신이 속해있는 지역사회 주민과 비교했을 때 높은 경우 심리사회적으로 덜 취약하고 주관적 건강수준도 높은 것으로 나타났다(Cundiff, Smith, & Uchino, 2011). 스웨덴 청소년을 대상으로 한 연구에서는 이러한 주관적 사회적 지위가 수치경험과 상호작용하여 우울에 영향을 미칠 수 있는 것으로 나타났는데, 특히 주관적 사회적 지위를 낮게 인식할수록 우울을 가질 위험성이 높아졌다(Aslund, Leppert, Starrin, & Nilsson, 2009). 주관적 사회적 지위와 주관적 건강, 우울, 그리고 만성질환과의 관계는 교육수준, 직업군, 자산 등을 통제한 뒤에도 유의미한 것으로 나타났다(Demakakos, Nazroo, Breeze, & Marmot, 2008).

정규직과 비정규직의 고용형태에서의 차이가 건강에 미치는 영향에 대해서는 정규직 근로자와 비정규직 근로자의 주관적 건강에서의 차이(Lee & Ha, 2011; Park, Kim, & Shin, 2009), 노동시장에서 고용불안정성, 저임금, 직무스트레스 등과 우울과의 관계(Koh et al., 2004; Park & Lee, 2014), 그리고 노동시장에서의 비정규직 상태와 차별경험이 우울과 불안에 미치는 영향을 보여주었다(Jeong, 2016; Moon, Ahn, Jang, & Oah, 2017). 이처럼 기존 연구들은 고용형태에서의 불안, 직무스트레스, 객관적 소득지표 등을 통해서 근로자의 건강상태를 살펴보고 있지만 근로자들이 주관적으로 인식하는 계층인식과 계층이동성이 그들의 주관적 건강 및 우울과의 관계를 살펴보지는 못하였다. 물론 일부 연구들에서는 근로자들의 주관적 계층인식이 높을수록 주관적 건강 및 우울상태가 양호한 것(Choi, & Hwang, 2017a; Hu et al., 2005; Jeong, & Tae, 2017; Ostrove et al, 2000)으로 나타났지만, 구체적으로 정규직과 비정규직 고용형태에 따라 근로자가 경험하는 주관적 사회계층과 계층이동성에 대한 인식과 주관적 건강 및 우울상태와의 관계를 포괄적으로 살펴보지는 못하였다. 따라서 본 연구에서는 근로자의 주관적 계층인식과 사회계층이동성이 그들의 주관적 건강 및 우울상태와 가지는 관계를 정규직과 비정규직이라는 고용형태에 따라 어떠한 차이가 있는지를 중심으로 살펴보고자 한다. 이상의 내용을 토대로 구체적인 연구가설 아래와 같다.

첫째, 주관적 계층인식과 사회계층 이동성은 주관적 건강상태와 유의미한 관계를 가질 것이다.

둘째, 주관적 계층인식과 사회계층 이동성은 우울상태에 유의미한 관계를 가질 것이다.

셋째, 주관적 계층인식과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태와 가지는 관계는 고용형태별로 유의미한 차이가 있을 것이다.


Ⅱ. 연구방법
1. 연구자료 및 대상

본 연구에서 사용된 자료는 한국보건사회연구원(Korea Institute for Health and Social Affairs: KIHSA)에서 2015년에 조사한 한국사회의 사회·심리적 불안요인과 일반국민의 정신건강에 관한 이차자료로 사회·심리적 불안에 영향을 미치는 보건, 사회, 경제, 심리적 요인에 대한 파악과 사회·심리적 불안의 결과로 나타나는 정신건강의 문제를 분석하기 목적으로 조사되었다. 전국 3.553개 읍·면·동 전체를 모집단으로 비례확률표집(Proportionate probability sampling: PPS)방식으로 200개 읍·면·동을 선정하고, 계통추출방식으로 표본가구를 선정하였다. 본 연구에서 2015년 6월 기준으로 만19세 이상 성인 7,000명 가운데 근로를 하고 있고 자신의 고용형태를 정규직 혹은 비정규직으로 응답한 3,117명이 최종 표본으로 선택되었다. 본 연구에서는 1년 미만의 임시직 혹은 일용직을 비정규직 근로자로, 1년 이상 정식적으로 일하는 경우를 정규직으로 정의(Ryoo & Kim, 2001)하고 자영업 혹은 기타처럼 분류가 명확하지 않은 대상자는 본 연구에서 제외하였다.

2. 측정도구
1) 독립변수

본 연구에서 사용된 독립변수들은 주관적 계층인식과 사회계층 이동성이다. 우선 주관적 계층인식은 사회계층에 대한 주관적 순위로서 개인이 사회적 위계에서 어느 계층에 속한다고 느끼는 귀속의식(Park & Kwon, 2015)으로 본 연구에서는 '귀하는 현재 본인이 사회적으로 어떤 계층에 속한다고 생각하십니까?'라는 질문에 대하여 최하위(1), 하위(2), 중위(3), 중상위(4), 최상위(5)의 5점 척도로 측정하였다. 다음으로 사회계층 이동성은 개인에게 부여된 사회경제적 계층이 다른 계층으로 얼마나 유연하게 이동할 수 있는지 그 정도를 의미하는데, 일반적으로 개인이 속한 사회에서 상위계층으로의 이동가능성(upward mobility)이라는 개념으로 정의된다(Han & Lee, 2017; Sorokin, 1998). 본 연구에서는 '귀하는 현재보다 높은 계층으로 올라갈 가능성이 얼마나 있다고 생각하십니까?'라는 질문에 대하여 매우 낮다(1), 낮다(2), 높다(3), 매우 높다(4)의 4점 척도로 측정하였다. 주관적 계층인식과 사회계층 이동성에 대한 인식 문항은 역으로 코딩하여 점수가 높을수록 연구대상자가 주관적으로 인지하는 사회적 계층수준과 사회계층 이동성이 낮음을 의미하는 것으로 해석하였다.

2) 종속변수

본 연구에서 사용된 종속변수는 주관적 건강 및 우울상태이다. 주관적 건강상태의 경우는 단일 항목으로 구성된 질문으로 ‘귀하는 현재 본인의 신체적 건강상태가 어떠하다고 생각하십니까?’에 대하여 매우 나쁨(1), 나쁨(2), 보통(3), 좋음(4), 매우 좋음(5)의 5점 척도로 측정되었다. 따라서 주관적 건강상태의 점수가 높을수록 연구대상자가 자신의 신체적 건강상태를 좋게 인식함을 의미한다. 우울의 경우는 11문항으로 구성된 CES-D 우울척도가 사용되었는데, 각 문항은 4점 척도(1: 극히 드물다, 2: 가끔 있었다, 3: 종종 있었다, 4: 대부분 그랬다)로 구성되어있다. 본 연구에서는 CES-D 우울점수의 합계를 활용하여 분석하였는데, 점수가 높을수록 우울상태가 높은 것을 의미한다.

3) 조절변수

주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향관계가 고용형태에 의해 어떻게 영향을 받는지를 분석하기 위하여 고용형태 변수를 조절변수로 활용하였다. 고용형태는 ‘귀하의 근로형태는 어디에 해당되십니까?’ 라는 질문에 대하여 정규직은 0으로 비정규직은 1로 더미코딩하여 사용하였다.

4) 통제변수

주관적 건강 및 우울상태에 영향을 미칠 수 있는 인구사회 및 경제학적 변수들인 성별, 연령, 혼인상태, 학력, 그리고 소득수준을 통제변수로 설정하였다. 첫째, 성별에서 남성은 0으로 여성은 1로 더미코딩하여 분류하였다. 둘째, 연령은 대상자의 실제 나이를 원자료 그대로 활용하였다. 셋째, 혼인상태는 배우자가 있는 동거 혹은 기혼상태와 미혼, 별거 또는 이혼, 사별을 포함하여 배우자가 없는 상태로 분류하였다(0: 배우자 있음, 1: 배우자 없음). 넷째, 학력은 7단계(1: 초등학교 졸업 이하, 2: 중학교 졸업, 3: 고등학교 졸업, 4: 대학교 재학 중, 5: 대학교 졸업, 6: 대학원 재학 중, 7: 대학원 졸업)로 분류되는데 단계가 높아질수록 교육수준이 높은 것을 나타내는 연속형 변수로 활용하였다. 마지막으로 소득은 크게 가구원 전체의 월소득을 기준으로 한 객관적 소득수준과 연구대상자가 주관적으로 인식하는 가구소득 수준을 활용하였다. 객관적 소득은 가구원 전체의 월 평균 총 소득을 8단계(1: 100만원 미만에서 8: 700만원 이상)로 구분하고, 주관적인 가구소득은 10단계 구분(0:저소득–10:고소득)하여 모두 연속형 변수로 측정하였다.

3. 분석방법

본 연구는 크게 세 가지 측면에서 분석이 이루어졌다. 우선 연구대상자의 인구사회학적 특성과 주요 변수들의 기술통계분석이 이루어졌다. 특히 정규직 근로자와 비정규직 근로자의 차이를 살펴보기 위하여 주요 변수들에 대한 기술통계분석을 고용형태별로 독립표본 t검증(independent t-test)과 교차분석(cross-tabulation)을 통해서 살펴보았다. 다음으로 본 연구의 독립변수들인 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 종속변수인 주관적 건강 및 우울상태를 유의미하게 예측하는지를 살펴보기 위하여 다중회귀분석(multiple regression)을 실시하였다. 다중회귀 분석 시에는 연구대상자의 인구사회학적 특성은 통제하였다. 마지막으로 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향이 고용형태별로 차이가 있는지를 조절효과 분석을 통하여 살펴보았다. 본 연구의 자료분석은 SPSS 23버전과 Daniel Soper의 Interaction 1.7 버전을 이용하여 실시되었다.


Ⅲ. 연구결과
1. 분석대상의 일반적 특성

<Table 1>을 살펴보면 전체 연구대상자 가운데 남성이 61.7%로 여성보다는 많고, 과반수 이상(68.1%)은 배우자가 있는 기혼상태인 것으로 나타났다. 대상자의 평균 연령은 41.6세 정도이고, 교육수준을 살펴보면 56.3%가 대학졸업자로 가장 많고, 고등학교 졸업이 36.3%로 그 다음 순으로 나타났다. 가구소득의 경우 300만원에서 400만원과 400만원에서 500만원의 비율이 각각 전체의 24.3%와 25.8%로 유사하게 나타났다. 이와 더불어 주관적인 소득수준을 저소득(0)에서 고소득(10) 순으로 물어본 결과 평균적으로 5.16으로 나타나 대다수가 중위소득으로 인식함을 알 수 있었다. 고용형태는 정규직 근로자가 전체의 79.4% 그리고 비정규직 근로자가 전체의 20.6%를 차지한다. 주관적 사회계층의 경우 연구대상자의 과반수가 자신의 사회계층이 중위계층이라고 응답하였고, 다음으로 하위에서 중위계층이라고 응답한 사람이 28.4%로 2순위로 나타났다. 사회계층 이동성에 대해서는 전체의 절반 정도는 높다고 응답하였으나 전체의 41%에 해당하는 사람들은 현재보다 높은 계층으로 올라갈 가능성이 낮다고 응답하였다. 마지막으로 주관적 건강 및 우울상태를 살펴보면 연구대상자는 평균적으로 자신의 신체건강을 보통 이상으로 인식하였고, 우울의 경우 평균 6.25로 정상범위에 있는 것으로 나타났다.

<Table 1> 
Characteristics of participants (n=3,117)
Variables Category / Range Mean / Frequency SD / Percent
Gender Male 1,924 61.7
Female 1,193 38.3
Marital status Living with spouse 2,122 68.1
No spouse 995 31.9
Education Elementary school or less 29 0.9
Middle school graduated 145 4.7
High school graduated 1,132 36.3
A college/university student 13 0.4
College/University graduated 1,754 56.3
Graduate school student 2 0.1
A graduate degree or more 42 1.3
Household income less than 100 (million won) 33 1.1
100 – 200leftless 224 7.2
200 – 300 less 456 14.6
300 – 400 less 757 24.3
400 – 500 less 804 25.8
500 – 600 less 501 16.1
600 – 700 less 209 6.7
700 and more 133 4.3
Employment type Standard worker 2,475 79.4
Nonstandard worker 642 20.6
Subjective social class Lowest class 50 1.6
Low to middle class 885 28.4
Middle class 1,859 59.6
Middle to high class 320 10.3
Highest class 3 0.1
Social class mobility Very low 84 2.7
Low 1,277 41
High 1,697 54.4
Very high 59 1.9
Age 19 - 79 41.59 11.76
Subjective income 0 - 10 5.16 1.48
Self-rated health 1 - 5 3.86 0.67
Depression scores 0 - 28 6.25 4.24

2. 고용형태에 따른 주요변수들의 차이

본 연구에서 고용형태별 교차분석 결과를 <Table 2>에서 살펴보면 결혼상태를 제외하고는 모두 유의미한 관계를 보여주고 있다. 성별의 경우 비정규직 근로자 집단에서 여성의 비율(53.6%)이 정규직 근로자 집단의 여성비율(34.3%)보다 높은 것으로 나타났다. 교육수준은 정규직 근로자 집단에서는 대학졸업자가 전체의 64.5%를 차지하고, 비정규직 근로자 집단에서는 고등학교 졸업이 전체의 54.8%로 나타나 정규직 근로자의 교육수준이 높음을 알 수 있었다. 가구소득 역시 200만원 이하의 저소득의 비율이 비정규직 집단에서 높게 나타남을 알 수 있다. 주관적 사회계층의 경우 비정규직 집단의 경우 자신을 최하위 혹은 하위에서 중위로 응답한 비율이 전체의 절반에 가까운 비율로 나타나지만 정규직 집단에서는 과반수가 중위계층이라고 응답하였다. 마지막으로 사회계층 이동성에 대해서도 비정규직 집단에서는 매우 낮다(6.5%) 혹은 낮다(60%)라고 응답한 비율이 높은 반면에 정규직 집단에서는 계층이동 가능성이 높다고 응답한 사람이 전체의 60%가량 되는 것으로 나타났다.

<Table 2> 
Cross-tabulation / T-test by employment types
Variables Category / Range Employment type
frequency(%) / mean(sd)
χ2 / t-value
Standard Nonstandard
Gender Male 1,626(65.7) 298(46.4) 80.20***
Female 849(34.3) 344(53.6)
Marital status Living with spouse 1,705(68.9) 417(65.0) 3.63
No spouse 770(31.1) 225(35.0)
Education Elementary school or less 4(.2) 25(3.9) 534.44***
Middle school graduated 42(1.7) 103(16.0)
High school graduated 780(31.5) 352(54.8)
A college/university student 9(.4) 4(.6)
College/University graduated 1,596(64.5) 158(24.6)
Graduate school student 2(.1) 0(0)
A graduate degree or more 42(1.7) 0(0)
Household income less than 100 (million won) 6(.2) 27(4.2) 321.56***
100~200 less 97(3.9) 127(19.8)
200~300 less 332(13.4) 124(19.3)
300~400 less 620(25.1) 137(21.3)
400~500 less 679(27.4) 125(19.5)
500~600 less 431(17.4) 70(10.9)
600~700 less 189(7.6) 20(3.1)
700 and more 121(4.9) 12(1.9)
Subjective social class Lowest class 11(.4) 39(6.1) 188.42***
Low to middle class 624(25.2) 261(40.7)
Middle class 1,544(62.4) 315(49.1)
Middle to high class 293(11.8) 27(4.2)
Highest class 3(.1) 0(0)
Social class mobility Very low 42(1.7) 42(6.5) 194.72***
Low 892(36.0) 385(60.0)
High 1,483(59.9) 214(33.3)
Very high 58(2.3) 1(.2)
Age 19~79 40.23(10.39) 46.86(14.86) -10.63***
Subjective income 0~10 5.34(1.39) 4.44(1.60) 13.06***
Self-rated health 1~5 3.93(.63) 3.62(.74) 9.50***
Depression 0~28 5.94(4.01) 7.43(4.86) -7.16***
*** p<.001

다음으로 독립표본 t 검증 결과를 살펴보면 연령, 주관적 소득수준, 주관적 건강상태, 그리고 우울상태가 고용형태별로 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다. 다시말해 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자가 연령은 높으나 주관적 소득수준과 주관적 건강상태는 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 우울의 경우 비정규직 근로자가 정규직 근로자보다는 평균적으로 더 우울한 것으로 나타났다.

3. 다중회귀분석
1) 주관적 건강상태

다중회귀분석을 위한 기본 가정에 대한 검증 결과 모든 독립변수들의 VIF 값이 5보다 작은 것으로 나타나 독립변수들 간의 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다. 다음으로 회귀분석의 잔차(Residuals)에 대한 검증 결과를 살펴보면 Durbin-watson 값이 1.914로 2에 근사하게 나타나 잔차의 독립성 가정을 만족하고 있다. 회귀모형의 전반적인 적합도는 F=85.85, p<.001로 나타나 본 연구에서 설정한 회귀모형이 주관적 건강상태를 예측하는데 적합한 것으로 나타났다. R2값은 .199로 본 연구에서 사용된 회귀모형이 종속변수인 주관적 건강상태 분산의 19.9%를 설명하는 것으로 나타났다.

<Table 3>에서 독립변수들인 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강상태에 미치는 영향을 살펴보면 우선 주관적 사회계층은 주관적 건강상태를 유의미하게 예측하지는 못하였다. 사회계층 이동성의 경우 계층 간의 이동성이 낮다고 인식할수록 주관적 건강상태는 유의미하게 안 좋은 것으로 나타났다. 통제변수들 가운데서는 성별, 연령, 가구소득이 주관적 건강상태를 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 다시 말해 남성보다는 여성이 그리고 연령이 증가할수록 주관적 건강상태를 더 열악하다고 인식하고 반대로 객관적 가구소득이 높을수록 주관적 건강상태를 좋다고 인식하는 것으로 나타났다.

<Table 3> 
Regression coefficients for self-rated health
Variables Unstandardized coefficient Standardized coefficient t p
B S.E. β
(Constant) 4.698 .135 34.727 <.001
Gender -.096 .023 -.070 -4.202 <.001
Age -.014 .001 -.253 -10.969 <.001
Marital status -.009 .029 -.006 -.321 .748
Education .002 .012 .004 .170 .865
Household income .050 .009 .115 5.659 <.001
Subjective income .019 .010 .041 1.957 .050
Subjective social class .004 .021 .003 .169 .865
Social class mobility -.220 .022 -.192 -9.971 <.001
Employment type -.043 .030 -.026 -1.457 .145
Subjective social class*employment type -.113 .040 -.244 -2.785 .005
Social class mobility *employment type -.012 .047 -.020 -.252 .801

2) 우울상태

다중회귀분석을 위한 기본 가정에 대한 검증 결과 모든 독립변수들의 VIF 값이 5보다 작은 것으로 나타났고, Durbin-watson 값 역시 1.907로 2에 근사하게 나타나 다중공선성과 잔차의 독립성 가정을 만족하고 있다. 회귀모형의 전반적인 적합도는 F=25.15, p<.001로 나타나 본 연구에서 설정한 회귀모형이 우울상태를 예측하는데 적합한 것으로 나타났다. R2값은 .069로 본 연구에서 사용된 회귀모형이 종속변수인 우울상태 분산의 6.9%를 설명하는 것으로 나타났다.

<Table 4>에서 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 우울상태에 미치는 영향을 살펴보면 앞선 주관적 건강상태와 마찬가지로 주관적 사회계층은 유의미하지 않으나 사회계층 이동성은 우울상태를 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 즉 계층 간의 이동성이 낮다고 인식할수록 자신이 더 우울하다고 인식하는 것으로 나타났다. 통제변수들 가운데서는 고용형태, 성별, 연령, 그리고 가구소득이 우울상태를 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 이는 정규직에 비해 비정규직 근로자가, 남성보다는 여성이, 그리고 연령이 증가할수록 자신이 더 우울하다고 인식하는 것으로 나타났고, 이와는 반대로 객관적 가구소득의 경우 높을수록 우울하지 않다고 인식하는 것으로 나타났다.

<Table 4> 
Regression coefficients for depression
Variables Unstandardized coefficient Standardized coefficient t p
B S.E. β
(Constant) 3.678 .928 3.963 <.001
Gender .625 .157 .072 3.969 <.001
Age .025 .009 .069 2.754 .006
Marital status .320 .196 .035 1.633 .103
Education .034 .083 .009 .405 .686
Household income -.320 .061 -.115 -5.234 <.001
Subjective income -.033 .065 -.011 -.498 .619
Subjective social class .138 .144 .021 .965 .335
Social class mobility .881 .152 .121 5.810 <.001
Employment type .530 .205 .051 2.590 .010
Subjective social class*employment type 1.325 .277 .451 4.786 <.001
Social class mobility *employment type .884 .320 .237 2.760 .006

4. 조절효과 분석

본 연구에서는 고용형태에 따라 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 비정규직 근로자와 정규직 근로자 집단으로 구분으로 아래 [Figure 1]과 같이 제시하였다. 우선 주관적 사회계층이 주관적 건강상태에 미치는 영향은 고용형태에 따라 유의미한 차이가 나타남을 알 수 있다(b=-.11, p=.005). 다시 말해 정규직 근로자 집단에 비해 비정규직 근로자 집단의 경우 주관적 사회계층을 낮게 인식할수록 주관적 건강상태가 유의미하게 낮아지는 것으로 나타났다. 사회계층 이동성이 주관적 건강상태에 미치는 영향의 경우 비정규직 근로자가 정규직 근로자보다는 다소 낮게 나타나나 고용형태별로 유의미한 차이는 발견되지 않았다.


[Figure 1] 
Interaction effects for self-rated health and depression by employment type

다음으로 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 우울상태에 미치는 영향을 고용형태별로 살펴보면 [Figure 1]의 아래 두 그래프와 같다. 주관적 사회계층이 우울상태에 미치는 영향을 살펴보면 정규직 근로자와 비정규직 근로자 집단 사이에는 유의미한 차이가 발견되었다(b=1.33, p<.001). 즉 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자가 주관적 사회계층을 낮게 인식할수록 더 우울한 것으로 나타났다. 사회계층 이동성이 우울상태에 미치는 영향을 고용형태별로 살펴보면 주관적 사회계층 인식과 마찬가지로 비정규직 근로자가 정규직 근로자에 비해 사회계층 이동성을 낮게 인식할수록 우울상태가 유의미하게 높아짐을 알 수 있었다(b=.88, p=.006).


Ⅳ. 논의

본 연구를 통해서 비정규직과 정규직의 고용형태별로 주요변수들의 차이를 살펴보면 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자의 주관적 건강 및 우울상태가 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 비정규직 근로자는 정규직 근로자에 비해 주관적 건강상태를 낮게 인식하고 우울상태가 높다는 기존 연구들과 유사한 것으로 나타났다(Lee & Ha, 2011; Park & Lee, 2014). 주관적 사회계층과 사회계층 이동성에 대해서도 고용형태별로 유의미한 차이가 나타났는데, 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자가 자신의 주관적 사회계층과 사회계층 이동성을 낮게 인식하는 비율이 높게 나타났다. 이는 소득 및 교육수준 등 객관적 사회계층이 낮은 비정규직 근로자가 주관적인 사회계층 및 계층의 상향이동가능성에 대해서도 부정적이라는 것을 알 수 있다.

다음으로 본 연구에서 세운 연구가설에 대한 검증 결과 첫째, 주관적 계층인식과 사회계층 이동성은 주관적 건강상태에 유의미한 관계를 가진다는 가설은 주관적 계층인식은 유의미하지 않으나 사회계층 이동성은 유의한 것으로 나타나 부분적으로 지지하였다. 다시 말해 사회계층 이동성이 낮다고 인식할수록 주관적 건강상태는 유의미하게 나쁜 것으로 나타났다. 이러한 결과는 사회경제적 계층인식이 높을수록 건강상태가 좋다는 Choi와 Hwang(2017)의 연구와는 차이가 있다. 하지만 본 연구에서처럼 계층이동 가능성을 포함하지 않아서 직접적인 비교에는 한계가 있다. 본 연구 결과에 따르면 연구대상자의 주관적 건강상태는 주관적으로 인식하는 현재의 사회계층보다는 현재 자신의 사회계층이 상향 혹은 하향 이동되는지가 더 중요한 영향을 미침을 알 수 있다.

둘째, 주관적 계층인식과 사회계층 이동성은 우울상태에 유의미한 관계를 가진다는 가설 역시 사회계층 이동성만이 유의미한 예측변인으로 나타나 부분적으로 지지되었다. 이는 사회계층 이동성이 낮다고 인식할수록 더 우울하다고 인식한다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 주관적 계층인식을 낮게 인식할수록 우울감이 높다고 한 기존 연구들(Choi & Hwang, 2017b; Jeong, & Tae, 2017)과는 차이가 있다. 기존 연구들에서는 주관적 계층인식과 사회계층 이동성을 동시에 살펴보지 못하였으나 본 연구 결과에 따르면 주관적 계층인식 그 자체 보다는 계층 간의 이동가능성에 대한 인식이 우울상태를 더 잘 예측함을 알 수 있었다.

마지막으로 주관적 계층인식과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향은 고용형태별로 차이가 있다는 연구가설을 조절효과 분석을 통하여 검증하였다. 검증결과 주관적 계층인식과 사회계층 이동성이 주관적 건강상태에 미치는 영향은 주관적 계층인식의 경우만 고용형태별로 유의미한 조절효과를 보여주었다. 다시 말해 비정규직 근로자가 정규직 근로자보다 주관적 사회계층을 스스로 낮게 인식할수록 주관적 건강상태가 열악하게 나타남을 알 수 있었다. 주관적 계층인식과 사회계층 이동성이 우울상태에 미치는 영향에 있어서는 고용형태별로 모두 유의미한 조절효과를 보여주었다. 이는 주관적 사회계층을 낮게 인식할수록 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자의 우울상태가 더 열악한 것으로 나타났고, 사회계층 이동성도 낮게 인식할수록 우울이 높아지는데 비정규직 근로자가 정규직 근로자에 비하여 유의미하게 높게 나타났다.

이상의 연구결과를 토대로 본 연구는 다음과 같은 함의를 가진다. 첫째, 기술통계 분석결과 <Table 2>에서 보듯이 정규직 근로자와 비정규직 근로자는 주관적 사회계층과 사회계층 이동성뿐만 아니라 객관적인 사회계층지표인 교육과 가구소득에서도 유의미한 차이를 보였다. 따라서 정규직과 비정규직 근로자 집단 사이에 존재하는 불평등의 완화를 위한 정책은 교육 및 소득과 같은 객관적 사회계층 지표를 개선하기 위한 노력이 선제적으로 필요하다. 가령, 정규직과 비정규직 근로자간의 임금격차를 줄이고, 직무와 관련된 교육기회의 제공, 그리고 비정규직에게 불리한 노동시장 환경에서의 불평등을 줄여나가는 것이 체감하는 주관적 사회계층의 격차를 줄여나가는 선제적 조치이다.

둘째, <Table 3>와 <Table 4>에서 보듯이 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향을 살펴보면 공통적으로 사회계층 이동성이 유의미한 예측변인으로 작용함을 알 수 있다. 사회계층 이동성과 관련된 선행 연구들을 보면 저소득 계층에서는 계층상승가능성을 낮게 인식할수록 소득불평등이 행복에 미치는 부정적 영향이 가중되는 것으로 나타났다(Kim, 2016). 그리고 계층상승 가능성이 높다고 인식할수록 정부에 대한 신뢰수준이 높고 국가의 미래에 대한 희망이 강한 것으로 나타났다(Lee & Lee, 2016). 이러한 결과들은 계층상승가능성이 미래의 행복, 희망 등 긍정적인 정신건강 요소들과도 관련이 있음을 알 수 있다. 따라서 현재의 사회계층에 관계없이 미래에 보다 높은 계층으로 이동할 수 있도록 다양한 기회를 제공하는 것이 필요하다. 이러한 측면에서 취약계층인 비정규직 근로자에 대하여 직업훈련 강화와 취업정보의 제공을 통해서 양질의 안정적인 일자리를 구할 수 있도록 도와주는 고용안정정책은 계층이동성을 긍정적으로 향상시킬 수 있을 것이다.

마지막으로 [Figure 1]에서 보듯이 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태와 가지는 관계는 고용형태별로 차이가 있음을 알 수 있었다. 특히 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자 집단에 있어서 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향이 유의미하게 크게 나타나 빈곤, 고용, 노동 등 사회정책을 설계할 때는 고용형태별 주관적 사회계층과 사회계층 이동성의 차이에 대한 고려가 필요할 것으로 생각된다.

본 연구는 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울상태에 미치는 영향을 정규직 근로자와 비정규직 근로자 집단 간 차이를 중심으로 살펴보고 고용형태별 차이가 주요 변수들 간의 관계에서 가지는 조절효과를 시각적 자료를 통해서 보여줬다는 점에서 의의가 있다. 이러한 의의에도 불구하고 본 연구는 이차자료의 특성상 고용형태를 비정규직과 정규직이라는 단순한 형태로 분류하였다는 점과 횡단면 자료로 인해 주관적 사회계층 및 계층이동성에 대한 인식의 변화를 종단적으로 살펴보지 못하였다는 한계가 있다. 따라서 향후 연구에서는 고용형태를 자영업을 포함한 다양한 직종의 근로자를 포괄하고 주관적 건강과 우울상태에 영향을 미칠 수 있는 가구유형을 고려하여 주관적 사회계층 및 계층이동성이 건강에 미치는 영향을 동태적으로 살펴볼 필요가 있을 것으로 생각된다.


Ⅴ. 결론

본 연구는 근로자들이 인식하는 주관적 사회계층과 사회계층 이동성이 그들의 주관적 건강 및 우울상태와의 관계를 살펴보고, 이들의 관계가 근로자들의 고용형태별로 어떠한 차이가 있는지를 살펴보았다. 고용형태별로 인식하는 주관적 사회계층과 사회계층 이동성에는 차이가 있었는데, 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자가 자신의 주관적 사회계층과 계층이동성을 낮게 인식하는 것으로 나타났다. 이러한 인식은 주관적 건강 및 우울상태에도 영향을 미칠 수 있는데 본 연구에서는 주관적 계층인식 자체보다는 사회계층 이동성이 주관적 건강 및 우울을 유의미하게 예측하는 것으로 나타나 현재보다는 미래의 계층 간 이동가능성이 보다 유연해지는 것, 특히 하위에서 상위계층으로 상향이동성이 높아지는 것이 주관적 건강을 향상시키고 우울을 낮추는데 필요함을 알 수 있었다. 특히 고용형태별로 살펴보면 정규직 집단에 비해 비정규직 집단에서 주관적 계층인식과 사회계층 이동성에 대한 인식변화가 주관적 건강 및 우울상태에 더 유의미하게 나타나 비정규직 근로자의 계층이동성을 높이기 위한 정책적 고려가 필요함을 알 수 있다.


Acknowledgments

이 논문은 2018년도 부산대학교 인문사회연구기금의 지원을 받아 연구되었음


References
1. Aslund, C., Leppert, J., Starrin, B., & Nilsson, K. W., (2009), Subjective social status and shaming experiences in relation to adolescent depression, Achieves of Pediatrics & Adolescent Medicine, 163(1), p55-60.
2. Baek, H. Y., (2013), The wage difference, inequality, and poverty between regular work and non-regular work: Focusing on the age group, Social Welfare Policy, 40(3), p75-105.
3. Choi, R., Park, J. Y., & Hwang, B. D., (2013), Health care utilization according to income class and subjective income class: Measurement based on Korea health panel, Health and Social Science, 33, p85-107.
4. Choi, R., & Hwang, B. D., (2017a), Influencing factors of health status of status according to income class and socioeconomic class recognition by employment type, Korea Academy Industrial Cooperation Society, 18(2), p85-94.
5. Choi, R., & Hwang, B. D., (2017b), The relationship of subjective recognition of social class and mental health in Korean adult, The Korean Journal of Health Service Management, 11(3), p115-127.
6. Cundiff, J. M., Smith, T. W., & Uchino, B. N., (2011), Subjective social status: Construct validity and associations with psychosocial vulnerability and self-rated health, International Journal of Behavioral Medicine, 20, p148-158.
7. Demakakos, P., Nazroo, J., Breeze, E., & Marmot, M., (2008), Socioeconomic status and health: The role of subjective social status, Social Science & Medicine, 67(2), p330-340.
8. Doeringer, P. B., & Piore, M. J., (1971), Internal labor markets and manpower analysis, Lexington, Lexington Books.
9. Goodman, E., Adler, N. E., Kawachi, I., Frazier, A. L., Huang, B., & Colditz, G. A., (2001), Adolescents’ perceptions of social status: Development and evaluation of a new indicator, Pediatrics, 108(2), pE31.
10. Han, H. J., & Lee, K. M., (2017), No point in expressing myself to the world: The effect of low socio-economic mobility perceptions on lowering consumers’ self-expression motivation and preferences toward symbolic products, Journal of Consumer Studies, 28(3), p1-20.
11. Hong, Y. O., Song, K. J., Park, S. A., Lee, H. J., & Lee, J. C., (2006), Social anxiety in Korean society, The Korean Journal of Culture and Social Issues, 12(1), p129-160.
12. Hu, P., Adler, N. E., Goldman, N., Weinstein, M., & Seeman, T. E., (2005), Relationship between subjective social status and measures of health in older Taiwanese persons, Journal of the American Geriatrics Society, 53(3), p483-488.
13. Jeong, S. J., (2016), Employment type, experience of discrimination, and health among young workers, Korean Journal of Social Welfare Research, 51, p197-224.
14. Jeong, W. C., & Tae, M. O., (2017), Study on moderating effect of subjective health state of elder who lives alone on the influence of those people’s stratum consciousness on their depression, Journal of the Korea Contents Association, 17(12), p426-436.
15. Kim, H. J., (2016), The impact of perceived income inequality on happiness: Focusing on the moderating effect of class mobility, Korean Policy Studies Review, 25(3), p559-586.
16. Kim, J. H., (2017), The impact of multidimensional social exclusions on atypical worker’s self-rated health and depression: Comparative analysis with typical worker, Health and Social Welfare Review, 37(3), p398-432.
17. Kim, J. H., Lee, S. G., Shin, J. Y., & Park, E. C., (2014), Impact of the gap between socioeconomic stratum and subjective social class on depressive symptoms: Unique insights from a longitudinal analysis, Social Science & Medicine, 12, p49-56.
18. Koh, S. B., Son, M. A., Kong, J. O., Lee, C. G., Chang, S. J., & Cha, B. S., (2004), Job characteristics and psychosocial distress of atypical workers, Annals of Occupational and Environmental Medicine, 16(1), p103-113.
19. Lee, W. C., & Ha, J. H., (2011), The association between nonstandard employment and suicidal ideation: data from the first-fourth Korean national health and nutrition examination surveys, Annals of Occupational and Environmental Medicine, 23(1), p89-97.
20. Lee, H. Y., & Lee, S. Y., (2016), A study on the effect of social stratification on perception of hope: Focus on the mediating effects of the prospect of upward mobility and public trust in government, Korean Policy Studies Review, 25(3), p325-354.
21. Michelson, N., Riis, J. L., & Johnson, S. B., (2016), Subjective social status and psychological distress in mothers of young children, Maternal and Child Health Journal, 20, p2019-2029.
22. Moon, K. S., Ahn, J. Y., Jang, T. L., & Oah, S. Z., (2017), Is the risk unloaded on dispatch and service supplier?: Influence of indirect employment on safety, health and satisfaction, Journal of the Korean Society of Safety, 32(3), p90-98.
23. Nam, S. I., Yi, H. J., Kim, S. J., & Kim, B. K., (2016), The effect of subjective socioeconomic status on suicidal ideation in older Korean, Health and Social Welfare Review, 36(2), p121-150.
24. Organization for Economic Co-operation and Development, (2013), Strengthening social cohesion in Korea, Paris, OECD Publishing.
25. Ostrove, J. M., Adler, N. E., Kuppermann, M., & Washington, A. E., (2000), Objective and subjective assessments of socioeconomic status and their relationship to self-rated health in an ethnically diverse sample of pregnant women, Health Psychology, 19(6), p613.
26. Park, S. K., & Lee, C. K., (2014), An empirical study on the relationship between non-regular worker’s job stress, problem drinking, and mental health, Crisis and Emergency Management, 11, p57-76.
27. Park, J. E., & Kwon, S. M., (2015), Relationship of health and discrepancy between objective and subjective income stratum: Self-rated health and depression, Health and Social Science, 38, p95-121.
28. Park, S. H., Kim, C. Y., & Shin, Y. J., (2009), The effects of employment status changes on mental health, Journal of Critical Social Welfare, 27, p79-120.
29. Reigh, M., Gordon, D. M., & Edwards, R. C., (1973), A theory of labor market segmentation, The American Economic Review, 63(2), p359-365.
30. Reitzel, L. R., Chidlress, S. D., Obasi, E. M., Garey, L., Vidrine, D. J., McNeil, L. H., & Zvolensky, M. J., (2017), Interactive effects of anxiety sensitivity and subjective social status on psychological symptomatology in black adults, Behavioral Medicine, 43(4), p268-276.
31. Ryoo, J. W., & Kim, J. H., (2001), Accounting for the recent decline in the share of regular employees: A dynamic analysis, Korean Journal of Labour Economics, 24(1), p253-283.
32. Sorokin, P. A., (1998), Social Mobility, London, Routledge.
33. Statistics Korea, (2018), Income distribution index, Retrieved from http://www.index.go.kr/unify/idx-info.do?idxCd=4012.