[PDI 워킹페이퍼 NO.16] 정당과 정치 이념이 정서적 양극화에 미치는 영향: 실험 설문 연구

2021.12.21

권구선 (고려대학교 정치외교학과 비교정치 석사수료)

 

초록: 한국의 유권자들에게서 나타나는 정서적 양극화에 대한 관심과 우려가 증가하면서, 정서적 양극화에 대한 국내 연구가 늘어나고 있지만, 정서적 양극화를 초래하는 외부적 요인에 대한 연구는 아직 많이 이루어지지 않고 있다. 본 연구는 가상의 두 후보자 간의 이념적 양극화 정도와 두 후보자의 소속 정당 정보 제공 여부를 처치물로 하여 두 후보자에 대한 감정 온도의 차이를 측정하는 실험 설문을 통해서, 유권자 수준에서의 정서적 양극화를 초래하는 정당의 영향과 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화의 영향을 실증적으로 분석하였다. 분석 결과에 따르면, 당파적 지지자들에게 있어서 정당은 그 자체로 정서적 양극화를 심화시키는 효과를 초래한 반면, 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화는 정서적 양극화에 통계적으로 유의미한 영향을 끼치지 못했다. 오히려 당파적 지지자들은 자신들의 이념적 성향에 따라 상이한 수준의 정서적 양극화를 경험하였다.

 

I. 서론

최근 들어 한국 사회 곳곳에서 자신과 정치적 입장이 다른 사람들에게 혐오와 조롱의 표현을 쏟아내는 모습을 심심찮게 목격할 수 있다. 이에 따라, 한국의 유권자들에게서 나타나고 있는 당파적 양극화 현상에 대한 관심과 우려가 날로 증가하고 있다. 이와 같은 모습은 대화와 타협을 더욱 어렵게 만듦으로써 민주주의의 올바른 작동을 방해한다는 점에서, 지금의 한국 사회에서 관측되고 있는 당파적 양극화 현상의 실체를 파악하고 그 원인을 밝히는 것은 현실적으로나 규범적으로나 중요한 문제이다.

한국의 정치 엘리트들에게서 이념적 양극화가 나타나고 있다는 사실은 여러 연구에서 제시되어왔고, 정치 엘리트들 사이에서 이념적 양극화가 확대되고 있다는 데에는 학자들이 대체적으로 동의하고 있다(가상준 2016; 강원택 2012; 이내영ㆍ이호준 2015). 하지만, 유권자 수준에서 이념적 양극화가 발생하고 있는지에 대해서는 상반된 의견이 존재한다(김성연 2015; 이내영 2011; 정동준 2018). 한국의 유권자들에게서 이념적 양극화가 나타나고 있는가에 대해서는 아직 논쟁이 있는 반면, 지지하는 정당에 더욱 호감을 갖고, 지지하지 않는 정당에 더욱 반감을 갖는 정서적 양극화가 나타나고 있다는 증거는 최근의 여러 연구에서 제시되고 있다(길정아ㆍ하상응 2019; 장승진ㆍ서정규 2019; 장승진ㆍ장한일 2020; Lee 2015). 하지만, 많은 연구가 정서적 양극화를 발견하고 있을 뿐, 그 원인에 대해서는 아직 많은 연구가 이루어지지 않고 있으며, 정서적 양극화의 원인을 분석하고 있는 대부분의 연구는 유권자의 이념, 쟁점 선호, 정치 지식, 정당 일체감과 같은 유권자 개인의 특성에 집중하고 있다. 따라서 본 논문에서는 유권자들의 정서적 양극화를 초래하는 외부적 요인에 대하여 집중적으로 분석하고자 한다.

정서적 양극화를 초래하는 주된 요인으로는 당파성과 정치 이념이 제시되어 왔다. 한쪽에서는 사회적 정체성 이론을 바탕으로, 사회적 정체성으로서의 당파성이 정서적 양극화를 초래하는 주된 요인이라고 주장한다(Iyengar et al. 2012; Mason 2018; Mason and Wronski 2018). 그런가 하면, 다른 한쪽에서는 정치 이념이 정서적 양극화를 초래하는 주된 요인이라고 주장한다. 후자의 경우, 유권자 개인의 이념을 강조하는 학자들이 있는 반면(Bougher 2017; Webster and Abramowitz 2017), 정치 엘리트들의 이념적 양극화가 유권자들의 정서적 양극화를 불러일으키고 있다고 주장하는 학자들도 존재한다(Lelkes 2021; Rogowski and Sutherland 2016). 이렇듯, 미국의 정치학계에서는 정서적 양극화의 원인을 파악하기 위한 연구가 다차원적으로 이루어져 왔다. 하지만 상술했듯이, 한국의 유권자들에게서 나타나고 있는 정서적 양극화에 대한 관심과 우려가 증가하고 있음에도, 그 원인을 파악하기 위한 체계적이고 다차원적인 연구는 충분히 이루어지지 않고 있다. 따라서 본 논문에서는 기존 연구를 바탕으로 정당 일체감, 정치 이념, 정치 지식과 같은 유권자 개인의 특성을 고려하는 한편, 외부적 요인으로서의 정당과 정치 엘리트들의 이념적 양극화가 유권자들의 정서적 양극화에 끼치는 영향에 주목하고자 한다. 또한, 정서적 양극화의 바탕을 이루는 감정(affection)과 평가(evaluation)는 그 자체로 양극화 인식의 결과이자 원인이 될 수 있다는 점에서, 그리고 정당과 정치 엘리트들의 이념적 양극화 각각이 유권자들의 정서적 양극화에 끼치는 영향 각각을 분리하여 분석하기 위해서, 실험 설문을 통해 연구를 진행하였다.

본 연구가 갖는 함의점은 다음과 같다. 첫 번째로, 정서적 양극화를 초래하는 원인으로 유권자 개인의 특성과 구분되는 외부적 요인에 대한 추가적인 설명을 제공할 수 있다. 최근의 여러 연구에서 정서적 양극화가 투표 선택과 같은 정치적 효과는 물론, 일상에서의 편향적 관계 형성과 같은 비정치적 효과를 드러내고 있음을 고려하면(길정아 2019; 김기동ㆍ이재묵 2021; 장승진ㆍ장한일 2020), 정서적 양극화의 기초를 밝히는 것은 더욱 중요하다고 할 수 있다. 두 번째로, 정당 간의, 그리고 정치 엘리트들 간의 이념적 양극화가 계속해서 심화되고 있는 가운데(가상준 2016; 이내영 2011; 이내영ㆍ이호준. 2015), 이러한 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화가 유권자 수준에서 갖는 효과를 밝혀낼 수 있다.

 

II. 정서적 양극화와 그 원인

많은 민주주의 국가에서 당파적 양극화가 관측되기 시작한 이래로, 당파적 양극화에 대한 초기의 연구는 대부분 정책 이슈에 따른 양극화에 집중하였다. 하지만, 일련의 학자들이 이러한 양극화는 당파적 양극화의 한 양상일 뿐이며, 미국의 대중들에게서 지지하는 정당에 더욱 긍정적인 감정을 느끼고, 지지하지 않는 정당에 더욱 부정적인 감정을 느끼는 정서적 양극화가 나타나고 있음을 주장한 이후(Iyengar et al. 2012), 미국을 중심으로 정서적 양극화의 실체와 그 원인을 규명하기 위한 많은 시도가 이루어져 왔다. 그 결과 미국의 유권자들에게 이념적 양극화는 발생하지 않았을 수 있어도, 정서적 양극화가 나타나고 있다는 데에는 대부분의 학자들이 동의한다(Iyengar et al. 2019; Webster and Abramowitz 2017). 또한, 이러한 정서적 양극화는 계속해서 확대되고 있으며(Iyengar and Krupenkin 2018), 미국 뿐만 아니라 여러 민주주의 국가에서 나타나고 있음이 관측되었다(Wagner 2021; Westwood et al. 2018).

정서적 양극화의 원인을 규명하고자 하는 연구에는 크게 두 흐름이 존재한다. 일부 학자들은 사회적 정체성 이론을 바탕으로, 사회적 정체성으로서의 당파성이 정서적 양극화를 초래하는 주된 요인이라고 주장한다. 사회적 정체성 이론에 따르면, 개인은 자존감을 고양시키려는 욕구를 갖고 있고, 개인이 집단과 자신을 동일시하게 되면, 그 집단의 지위를 보호하고 증진시키기 위해 외집단으로부터 자신의 집단을 긍정적으로 구별하게 된다 (Billig and Tajfel 1973; Tajfel 1981; Tajfel and Turner 1979). 앞의 학자들은 사회적 정체성 이론을 바탕으로, 유권자들에게 당파성이 하나의 사회적 정체성으로 자리 잡으면서, 당파적 지지자들이 자신이 지지하는 정당에 더욱 호감을 느끼게 되고, 반대 정당에 더욱 반감을 느끼게 되면서 정서적 양극화가 발생한다고 주장한다(Huddy et al. 2015; Iyengar et al. 2012).

다른 한편으로, 당파성이 정서적 양극화를 초래한다는 데에는 동의하면서도, 몇몇 학자들은 정서적 양극화가 정치 이념의 결과물이라고 주장한다. 정치 이념이 정서적 양극화에 끼치는 영향을 분석하는 연구는 두 가지 분석 수준에서 이루어지고 있다. 유권자 수준에서의 이념에 집중하는 학자들은 정당 지지자들의 당파적 배열(partisan sorting)이 정서적 양극화의 주된 원인이라고 주장한다. 당파적 배열은 쟁점 선호와 당파성 간의 상관관계가 높아지는 것으로, 진보 성향의 유권자 중에서 진보 정당에 당파성을 갖는 비율이 높아지고, 보수 성향의 유권자 중에서 보수 정당에 당파성을 갖는 비율이 높아지는 것을 의미한다. 미국의 유권자들에게서 나타나는 당파적 배열과 그 정도의 확대는 여러 연구에서 밝혀진 바 있다(Abramowitz 2010; Bafumi and Shapiro 2009; Levendusky 2009). 따라서, 정당의 이념과 일치하는 이념을 가진 사람일수록 지지하는 정당을 긍정적으로 평가하고, 지지하지 않는 정당을 부정적으로 평가하게 된다는 것이다(Bougher 2017; Webster and Abramowitz 2017). 한편, 정치 엘리트 수준에서의 이념에 주목하는 학자들은 정치 엘리트들의 이념적 양극화가 유권자들의 정서적 양극화를 초래한다고 주장한다. Rogowski and Sutherland(2016)는 정치인들 간에 이념적 양극화가 심할수록 유권자들이 자신과 이념적 거리가 가까운 정치인에게 더욱 긍정적인 감정을 느끼고, 자신과 이념적 거리가 먼 정치인에게 더욱 부정적인 감정을 느낌을 밝혔다. 이에 더해, Lelkes(2021)는 유권자들이 정치인에게 느끼는 감정에 있어서 정치인의 소속 정당보다 이념에 더욱 민감하게 반응함을 보였다.

이 외에도 미국의 유권자들에게서 나타나는 정서적 양극화를 초래하는 요인을 밝히고자 하는 연구가 관찰 연구와 실험 연구를 통해서 다방면으로 이루어졌고, 당파적 언론, 미디어 접근성, 부정적 정치 캠페인, 동종적인 사회적 네트워크 등이 그 원인으로 제시되었다(Gimpel and Hui 2015; Lelkes et al. 2017; Levendusky 2013; Levendusky and Malhotra 2016).

최근 들어 한국의 유권자들에게서도 정서적 양극화가 나타나고 있음을 밝히는 연구들이 발표되고 있다(길정아ㆍ하상응 2019; 김기동ㆍ이재묵 2021; 장승진ㆍ서정규 2019; 장승진ㆍ장한일 2020; 정동준 2018; Lee 2015). 하지만, 이러한 정서적 양극화의 원인을 분석한 연구는 많지 않다. 장승진ㆍ서정규(2019)는 2016년 국회의원 선거 당시 실시된 설문조사 자료를 사용하여, 정당 일체감과 이념의 강도, 그리고 쟁점 선호의 일관성과 강도가 높은 사람에게서 지지 정당과 반대 정당에 대한 호감도 차이가 크게 나타남을, Lee(2015)는 2012년 대통령 선거 당시 실시된 설문조사 자료를 사용하여 정당 일체감이 높은 사람에게서, 그리고 부정적 선거 캠페인에 노출되었을 때, 지지 정당과 반대 정당, 그리고 지지 후보와 반대 후보에게 느끼는 감정의 차이가 크게 나타남을, 그리고 김기동ㆍ이재묵(2021)은 2020년 실시된 설문조사 자료를 통해 당파적 정체성과 정치 이념, 그리고 쟁점 선호 강도가 높아질수록 정서적 양극화가 증가함을 밝혔다. 앞의 세 연구는 공통적으로 정서적 양극화를 초래하는 유권자 개인의 성향에 초점을 맞추고 있다. 한편, 길정아ㆍ하상응(2019)은 2014년에 실시된 설문조사 자료를 사용하여 우리나라의 유권자들에게서 여야 간 갈등이 심하다고 인식할수록 반대 정당에 대한 호감도가 낮아지는 당파적 책임 귀속 현상이 나타나고 있음을 발견하였다. 하지만, 이러한 현상이 어떠한 유형의 갈등에 따른 것인지 밝히지 못한다는 점, 그리고 여야 간 갈등에 대한 인식 자체가 정당에 대한 감정의 영향을 받을 수 있다는 점에서 보완이 필요하다. 이렇듯, 한국의 유권자들에게서 나타나는 정서적 양극화를 대상으로 하는 모든 연구는 기존에 이루어진 설문조사라는 관찰 자료를 바탕으로 하고 있다.

상술하였듯이 한국에서도 당파성이 정서적 양극화를 초래하는 주된 요인임은 여러 연구에서 밝혀졌다. 하지만, 외부적 요인으로서의 정당이 정서적 양극화에 얼마나 큰 영향력을 발휘하고 있는지, 그리고 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화가 유권자 수준에서의 정서적 양극화에 어떠한 영향을 끼치는지에 대해서는 아직 연구가 이루어진 바 없다. 또한, 당파성과 정서적 양극화는 기본적으로 정당을 대상으로 나타나기 때문에, 그리고 정치 엘리트들의 이념적 양극화 인식은 그 자체로 유권자들의 당파성과 정당에 대한 호감도의 영향을 받기 때문에, 본 연구는 실험 연구가 필요한 지점이다. 따라서 본 연구는 실험 설문을 통해서 정당, 그리고 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화라는 외부적 요인이 유권자 수준에서의 정서적 양극화에 끼치는 영향을 분석하고자 한다.

당파적 지지자들에게서 지지 정당과 반대 정당에 대한 정서적 양극화가 나타난다는 기존 논의를 바탕으로 첫 번째 가설을 상정하였다.

 

가설 1: 정당 정보는 당파적 지지자들의 정서적 양극화를 심화시킬 것이다.

 

다음으로, 유권자에게 있어서 정당 혹은 정치인의 정치 이념은, 당선되었을 때 펼칠 정책을 의미하고, 이는 자신의 삶과 전반적인 행복에 직결되는 문제이기 때문에, 자신과 이념적으로 거리가 가까운 정당 혹은 정치인은 긍정적으로 평가하고, 자신과 이념적으로 거리가 먼 정당 혹은 정치인은 부정적으로 평가하게 된다 (Rogowski and Sutherland 2016; Webster and Abramowitz 2017). 따라서, 정치 엘리트들 간의 이념적 양극화가 심화되었을 때, 유권자는 자신과 이념적으로 가까울수록 긍정적으로 평가하고, 자신과 이념적으로 멀수록 부정적으로 평가하게 됨으로써, 유권자의 정서적 양극화 또한 심화될 것으로 예측할 수 있다. 이러한 예측을 바탕으로 두 번째 가설을 상정하였다.

 

가설 2: 정치 엘리트들의 이념적 양극화 심화는 당파적 지지자들의 정서적 양극화를 심화시킬 것이다.

 

III. 연구 설계

앞의 두 가설을 검증하기 위하여 본 연구에서는 실험 설문을 진행하였다. 본 연구의 실험 설계는 정치 엘리트 수준의 이념적 양극화가 유권자 수준의 이념적 양극화에 끼치는 영향을 분석한 Rogowski and Sutherland(2016)을 바탕으로 하되, 이를 독립적으로 분석하기 위해서는 정치 엘리트들의 정치 이념과 소속 정당을 모두 포함한 실험 설계가 필요하다고 주장한 Lelkes(2021)의 실험 설계를 참고하였다. 본 연구의 실험 설문은 온라인 패널 조사 업체인 마크로밀 엠브레인에 의뢰하여 2021년 9월 29일부터 이틀간에 걸쳐서 만 18세 이상의 성인 1724명을 대상으로 시행되었다. 설문에 참여한 응답자들은 먼저 성별, 연령, 거주 지역과 같은 인구통계학적 특성에 대한 질문과 정치 효능감1,정치 만족감2, 이념 성향3, 쟁점 선호4, 정당 일체감5 등을 묻는 질문에 답한 이후에, 다섯 집단 중 하나에 무작위로 배정되었다. 각 집단의 처치물은 가상의 두 후보자에 대한 상이한 정보를 제공한다. 첫 번째 집단(N=347)은 두 후보자의 소속 정당 정보만을 제공한 처치물에 노출되었다. 두 번째 집단(N=350)은 두 후보자 간의 약한 수준의 이념적 양극화를 나타내고 있는 처치물에 노출되었다. 세 번째 집단(N=341)은 두 후보자 간의 약한 수준의 이념적 양극화를 나타내고 있는 동시에, 두 후보자의 소속 정당 정보를 제공하는 처치물에 노출되었다. 네 번째 집단(N=339)은 두 후보자 간의 강한 수준의 이념적 양극화를 나타내고 있는 처치물에 노출되었다. 다섯 번째 집단(N=347)은 두 후보자 간의 강한 수준의 이념적 양극화를 나타내고 있는 동시에, 두 후보자의 소속 정당 정보를 제공하는 처치물에 노출되었다. 후보자의 소속 정당 정보는 21대 국회 대부분의 의석을 차지하고 있는 더불어민주당과 국민의힘으로 제공되었다. 처치물은 간단한 정보 제공을 통해 직관적으로 이해할 수 있게 구성되었으며, 응답자들이 처치물의 내용을 충분히 보고 이해할 수 있도록 하기 위해 최소 10초가 지나야 다음 질문으로 넘어갈 수 있도록 설정하였다. <그림 1>은 각 집단의 응답자들에게 제공된 다섯 개의 처치물을 나타내고 있다.

<그림 1>: 실험 처치물

 

무작위 배정이 제대로 이루어졌는지 확인하기 위해, <표 1>은 각 집단에 배정된 응답자들의 인구통계학적 특성의 평균값을 나타낸 것이다. 비교 결과, 모든 인구통계학적 특성에 있어서 집단 간의 유의미한 차이는 발견되지 않았다. 응답자들은 각각의 처치물에 노출된 다음에, 후보자 A와 후보자 B에 대해 느끼는 감정을 0-100점의 101점 척도로 구성된 감정온도계를 통해 응답하였다.6 두 후보자에게 느끼는 감정의 차이로 응답자들의 정서적 양극화를 측정하였으며, 이 차이가 본 연구의 주요 종속 변수이다. 응답자들이 추가적으로 정치 지식7을 묻는 문항과, 소득 수준, 재산 수준, 교육 수준 등에 대한 문항에 답한 이후 설문은 종료되었다.

변수 조작화는 다음과 같은 방식으로 이루어졌다. 정치 세련도는 정치 지식을 묻는 5개의 문항 중 정답을 응답한 개수, 이념 강도는 0(진보)-10(보수) 중 5(중도)와의 차이의 절댓값으로 측정하였다. 쟁점 선호 강도는 10개의 문항에 대해 0(전적으로 반대)-10(전적으로 찬성) 중 5(중도)와 비교하여 –5부터 –1(진보적 입장)의 값과, 1부터 5(보수적 입장)의 값을 부여한 이후 모든 응답의 평균값을 계산하여 그 절댓값으로 측정하였다. 정당 일체감 강도는 처음 “귀하는 가깝게 느끼는 특정 정당이 있으십니까?”에 없다고 응답한 이후 “그렇더라도 조금이라도 가깝게 느끼는 정당이 있다면 어디입니까?”에 특정 정당을 응답하였다면 1의 값을, 처음 질문에 있다고 응답한 이후 “그 정당에 대해서 얼마나 가깝게 느끼십니까?”에 “그리 가깝게 느끼지는 않는다”, “어느 정도 가깝게 느낀다”, “매우 가깝게 느낀다”의 응답에 대해 차례대로 2, 3, 4의 값을 부여하였다. 정치 효능감은 세 문항에 대한 응답을 높은 수치가 높은 정치 효능감을 의미하도록 재배열한 이후 이 수치의 평균값으로 측정하였다. 연령을 제외한 모든 독립변수는 0에서 1의 값을 갖도록 재코딩하였다. <표 2>는 모든 독립변수의 기술통계를 나타낸 것이다.

<표 1>: 실험집단별 인구통계학적 특성

주: 소득 수준과 재산 수준은 총 8점 척도, 교육 수준은 총 6점 척도로 측정되었으며, 통계 분석을 위해 0-1의 값으로 재코딩한 값이다.

<표 2>: 독립변수 기술통계

 

IV. 분석 결과

정서적 양극화란 자신이 지지하는 정당 혹은 후보자와 자신이 지지하지 않는 정당 혹은 후보자에 대한 호감의 차이가 나타나는 것이기 때문에, 분석은 무당파 혹은 중도층을 제외한 응답자들을 대상으로 진행하였으며, 응답자들을 두 샘플로 나누어 각각 진행하였다. 첫 번째 샘플은 정당 일체감을 갖고 있는 응답자들로 구성하였고, 두 번째 샘플은 특정 정치 이념을 갖고 있는 응답자들로 구성하였다. 이는 앞의 선행 연구에서 확인할 수 있듯이 정당 일체감을 갖고 있는 경우 정서적 양극화가 발생할 수 있기 때문이며, 진보 혹은 보수의 이념 성향을 갖고 있는 경우 당파적 배열에 따라 정서적 양극화가 나타날 수 있기 때문이다. 한국의 유권자들에게서 당파적 배열이 나타나고 있다는 사실은 기존 연구에서 밝혀진 바 있다(이성우 2011; 정동준 2018). 첫 번째 샘플에서는 정당 일체감에 대한 문항 중 “그렇더라도 조금이라도 가깝게 느끼는 정당이 있다면 어디입니까?” 문항에 “정말로 없다”고 응답한 경우와 정당 일체감을 느끼는 정당이 더불어민주당과 국민의힘이 아닌 경우 제외하였다.8 두 번째 샘플에서는 정치 이념을 0(진보)-11(보수) 중에서 5(중도)로 응답한 경우와, “모른다”와 “들어본 적 없다”로 응답한 경우를 제외하였다.9

<그림 2>와 <표 3>은 두 샘플에서, 각 집단에 배정된 응답자들의 두 후보자에 대한 감정 온도 수치를 나타낸 것이다. 상술하였듯, 높은 수치일수록 더 호감을 느낀다는 것을 의미한다. <그림 2>와 <표 3>에서 확인할 수 있듯이, 기본적으로 더불어민주당에 정당 일체감을 갖고 있거나 진보적 이념 성향의 응답자들은 처치물 노출과 무관하게, 진보적 이념 성향을 갖고 있거나 더불어민주당 소속의 후보자 A에게, 보수적 이념 성향을 갖고 있거나 국민의힘 소속의 후보자 B보다 더 큰 호감을 느끼고 있음을 확인할 수 있다. 마찬가지로, 국민의힘에 정당 일체감을 갖고 있거나 보수적 이념 성향의 응답자들은 처치물 노출과 무관하게, 보수적 이념 성향을 갖고 있거나 국민의힘 소속의 후보자 B에게, 진보적 이념 성향을 갖고 있거나 더불어민주당 소속의 후보자 A보다 더 큰 호감을 느끼고 있음을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 한국의 유권자들에게서 나타나는 정서적 양극화의 원인에 대한 기존 연구와 일치한다.

[더불어민주당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자]

[국민의힘에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자]

[진보적 이념 성향을 갖고 있다고 응답한 응답자]

[보수적 이념 성향을 갖고 있다고 응답한 응답자]

<그림 2>: 샘플, 집단 별 두 후보자에 대한 감정 온도

주: 평균값과 95%의 신뢰 수준을 나타낸 것이다.

 

 

<표 3>: 응답자 분류, 처치 집단별 각 후보자에 대한 감정 온도의 평균값과 그 차이

 

다음으로, 정치 엘리트들의 이념적 양극화와 정당 정보의 처치 효과를 분석하기 위해 처치물에 대한 회귀 분석을 진행하였다. 회귀 분석은 두 가지 방법으로 진행하였다. 첫 번째 회귀 분석은 정당 정보와 이념적 양극화 정도 각각의 효과를 분석하기 위하여 각각을 변수화하여 진행하였고, 두 번째 회귀 분석은 처치물의 처치 효과를 분석하기 위하여 각 처치물을 변수화하여 진행하였다.

첫 번째 회귀 분석은 정치 엘리트들의 이념적 양극화 정도를 분리하여 독립변수로 사용하기 위해, 해당 정보를 포함하고 있지 않은 집단 1을 제외하고, 집단 2, 3, 4, 5를 대상으로 진행하였다. 먼저 정치 엘리트들의 이념적 양극화와 정당 정보 각각의 효과를 분석하기 위하여, 두 변수를 0과 1의 더미 변수로 조작화하였다. “후보자의 정당 정보 제공”은 집단 2와 집단 4를 0으로, 집단 3과 집단 5를 1으로, 그리고 “후보자 간의 이념적 양극화”는 집단 2와 집단 3을 0으로, 집단 4와 집단 5를 1으로 코딩하였다. <표 4>와 <표 5>는 앞의 두 변수와, 두 변수의 교호작용 변수, 기존 연구에서 정서적 양극화의 원인이라고 제시된 변수들, 그리고 인구통계학적 변수들을 포함한 회귀 분석을 진행한 결과표이다. <표 4>는 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자들인 첫 번째 샘플에 대한 회귀 분석 결과이고, <표 5>는 진보 혹은 보수의 정치 이념을 갖고 있다고 응답한 응답자들인 두 번째 샘플에 대한 회귀 분석 결과이다.

종속 변수는 지지 정당의 후보자 혹은 이념적으로 가까운 후보자에 대한 감정 온도 수치에서 반대 정당의 후보자 혹은 이념적으로 거리가 먼 후보자에 대한 감정 온도 수치를 뺀 값이다. 첫 번째 샘플에서 종속 변수는, 더불어민주당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자의 경우 후보자 A에 대한 감정 온도에서 후보자 B에 대한 감정 온도를 뺀 수치이며, 국민의힘에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자의 경우 후보자 B에 대한 감정 온도에서 후보자 A에 대한 감정 온도를 뺀 수치이다. 같은 방식으로, 두 번째 샘플에서 종속 변수는, 자신이 진보적이라고 응답한 응답자의 경우 후보자 A에 대한 감정 온도에서 후보자 B에 대한 감정 온도를 뺀 수치이고, 자신이 보수적이라고 응답한 응답자의 경우 후보자 B에 대한 감정 온도에서 후보자 A에 대한 감정 온도를 뺀 수치이다. 첫 번째 샘플(N=882)에서 종속 변수의 평균값은 18.82, 표준편차는 30.69이고, 두 번째 샘플(N=942)에서 종속 변수의 평균값은 14.31, 표준편차는 32.58이다.

<표 4>: 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자들에 대한 회귀 분석 결과

 

<표 5>: 정치 이념을 갖고 있다고 응답한 응답자들에 대한 회귀 분석 결과

 

<표 4>와 <표 5>에서 확인할 수 있듯이, 후보자의 소속 정당 정보는 응답자들의 정서적 양극화에 있어서 통계적으로 유의미한 수준에서 양(+)의 방향으로 영향을 끼쳤다. 정서적 양극화는 지지 정당에 대한 호감이 증가하는 긍정적 당파성의 효과와 반대 정당에 대한 반감이 증가하는 부정적 당파성의 효과 모두에 의해 나타난다. 따라서 정당 정보가 긍정적 당파성과 부정적 당파성 각각에 끼치는 영향을 추가적으로 살펴보았다. 정당 일체감을 갖고 있다고 응답한 응답자들의 경우, 정당 정보는 긍정적 당파성과 부정적 당파성 모두를 불러일으켰다. 하지만, 진보 혹은 보수의 이념 성향을 갖고 있다고 응답한 응답자들의 경우, 정당 정보는 긍정적 당파성보다는 부정적 당파성에 더욱 크게 영향을 끼쳤다. 반면, 후보자 간의 이념적 양극화 정도는 응답자들의 정서적 양극화에 있어서 통계적으로 유의미한 수준의 영향을 끼치지 못했다. 이는 가설 1에는 부합하지만, 가설 2와는 부합하지 않는 결과이다. 또한, 기존 연구의 결과와 유사하게, 정치 세련도와 이념 강도, 그리고 쟁점 선호 강도는 정서적 양극화를 심화시키는 결과를 나타냈다.

다음으로, 각 처치물의 처치 효과를 분석하기 위해서, 두 후보자에 대한 감정 온도의 차이를 각 처치물을 더미 변수로 한 독립변수에 대하여 두 번째 회귀 분석을 진행하였다. 두 번째 회귀 분석의 결과는 가시성을 높이기 위해 그래프로 나타내었다. <그림 3>은 각 샘플에서, 두 후보자 간의 약한 이념적 양극화 정보만을 포함한 처치물에 노출된 집단 2를 기본값으로 했을 때 집단 1, 3, 4, 5의 처치 효과를 나타낸 것이다. 같은 방식으로, <그림 4>는 각 샘플에서, 두 후보자 간의 강한 이념적 양극화 정보만을 포함한 처치물에 노출된 집단 4를 기본값으로 했을 때 집단 1, 2, 3, 5의 처치 효과를 나타낸 것이다. 두 샘플 모두에서, 정당 정보를 포함하고 있지 않은 집단 2, 4의 응답자들에 비해, 정당 정보를 포함하고 있는 집단 1, 3, 5의 응답자들이 더욱 정서적 양극화를 경험하고 있음을 알 수 있다. 또한, 두 후보자의 이념 정보를 전혀 포함하고 있지 않은 집단 1의 응답자들에게서 정서적 양극화의 정도가 가장 크게 나타났다.

<표 4>와 <표 5>, 그리고 <그림 3>과 <그림 4>의 결과는 정당 일체감을 갖고 있는 응답자와 진보 혹은 보수의 이념 성향을 갖고 있는 응답자 모두에게 있어서, 후보자의 정당은 정서적 양극화를 초래하는 반면, 후보자 간의 이념적 양극화 심화는 이에 통계적으로 유의미한 영향을 끼치지 못함을 분명히 나타낸다.

 

[정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자들에 대한 처치 효과]

[정치 이념을 갖고 있다고 응답한 응답자들에 대한 처치 효과]

<그림 3>: 집단 2 대비, 집단 1, 3, 4, 5의 처치 효과

주: 모든 통제 변수를 포함한 회귀 분석의 결과 중에서 처치물의 효과만 그래프로 나타낸 것이며, 회귀 계수와 95% 신뢰 수준을 표시하였다.

[정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자들에 대한 처치 효과]

[정치 이념을 갖고 있다고 응답한 응답자들에 대한 처치 효과]

<그림 4>: 집단 4 대비, 집단 1, 2, 3, 5의 처치 효과

주: 모든 통제 변수를 포함한 회귀 분석의 결과 중에서 처치물의 효과만 그래프로 나타낸 것이며, 회귀 계수와 95% 신뢰 수준을 표시하였다.

 

V. 결론

본 연구는 실험 설문을 통해서 정당 정보와 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화가 당파적 지지자들의 정서적 양극화에 있어서 어떠한 영향을 끼치는지 분석하였다. 분석 결과는 당파적 지지자들이 정치 엘리트들 간의 이념적 양극화보다는 정당에 더 민감하게 반응함을 보여준다. 당파적 지지자들은 그러한 지지가 정당 일체감 때문인지 혹은 자신의 이념 성향 때문인지를 막론하고, 후보자가 자신이 지지하는 정당의 후보자일 경우 더욱 호감을 느꼈으며, 자신이 지지하지 않는 정당의 후보자일 경우 더욱 반감을 느꼈다. 반면, 후보자의 이념이 얼마나 극단성을 띠고 있는지는 후보자에게 느끼는 감정에 있어서 통계적으로 유의미한 영향을 끼치지 못했다. 즉, 더불어민주당에 정당 일체감을 느끼거나 진보적인 이념 성향을 갖고 있는 유권자들은 후보자의 이념적 극단성과 상관없이 후보자가 더불어민주당 소속일 경우 긍정적으로 평가하고, 후보자가 국민의힘 소속일 경우 부정적으로 평가하였다. 반면, 국민의힘에 정당 일체감을 느끼거나 보수적인 이념 성향을 갖고 있는 유권자들은 후보자의 이념적 극단성과 상관없이 후보자가 국민의힘 소속일 경우 긍정적으로 평가하고, 후보자가 더불어민주당 소속일 경우 부정적으로 평가하였다. 이러한 본 연구의 결과는 미국의 당파적 지지자들을 대상으로 한 기존의 연구 결과와는 상반된 결과를 나타낸다. 정치 엘리트 수준에서의 이념적 양극화는 미국의 유권자들에게서는 정서적 양극화를 심화시켰지만, 한국의 유권자들에게서는 별다른 효과를 불러일으키지 못했다.

본 연구가 갖는 함의점은 다음과 같다. 한국의 유권자들에게 있어서 정서적 양극화를 심화시키는 것은 정당의 이념이 아닌 정당 그 자체라는 것이다. 기존의 연구들은 한국의 유권자들이 당파성에 근거해 정서적 양극화를 경험함을 밝혔지만, 이것이 정당 때문인지, 혹은 정당이 갖는 이념이나 이에 따른 정책 때문인지에 대해서는 밝히지 못했다. 정당과 정치 엘리트들의 이념적 양극화가 갖는 부정적인 효과도 적지 않지만, 이러한 정치적 양극화는 유권자들의 정치 관심도와 정치 참여에 긍정적인 효과를 갖기도 한다(Abramowitz and Saunders 2008; Fiorina and Abrams 2008). 하지만 본 연구 결과에 따르면, 당파적 지지자들은 정당과 정치인들의 이념 혹은 정책보다는 정당 정보만으로도 정치인들을 평가하게 될 수 있고, 이는 정치적 영역에서 정치에 대한 논의가 점점 그 자리를 잃어갈 수도 있음을 의미한다.

그럼에도 본 연구는 다음과 같은 한계점을 갖는다. 첫 번째로, 본 연구는 유권자들이 정서적 양극화를 경험함에 있어서 영향을 받게 되는 다양한 요소들을 고려하지 못한다. 유권자들은 정당 혹은 정치인을 평가함에 있어서 당파적 언론 매체와 사회적 관계 등의 영향을 크게 받는다(Druckman et al. 2018. Levendusky and Malhotra 2016). 그렇다면, 본 연구에서처럼 유권자들이 정당 혹은 정치인의 정치 이념을 받아들이게 될 가능성은 크지 않을 것이다. 다음으로, 본 연구는 유권자 개인의 성향에 따라서 정치인들의 이념 성향을 서로 다르게 받아들이게 될 가능성을 배제하지 못한다. 유권자들이 각각의 정책 선호 혹은 기대 효용에 기초하여 서로 다른 기준으로 정치인들을 평가할 수 있음을 고려하면, 본 연구의 처치물에서 나타나듯이 일차원적으로 정치인들의 이념 성향을 해석하지 않을 수 있다. 그렇다면, 정치 엘리트들의 이념적 양극화에 따른 유권자들의 정서적 양극화를 제대로 포착하지 못했을 가능성이 있다. 따라서, 현실의 다양한 요인들을 고려한 연구가 더 이루어졌을 때, 정서적 양극화의 원인에 대한 더 확실한 결론을 내릴 수 있을 것이다.

  1. 정치 효능감에 대한 문항은 총 3개의 문항에 대한 공감 정도를 5점 척도로 응답하도록 구성되어 있으며, 각 문항은 다음과 같다. “나 같은(나 정도의) 사람은 정부가 하는 일에 어떤 영향을 주기 어렵다.” “정치인이나 공직자들은 나 같은 사람이 생각하는 것에 대해서 신경 쓰지 않는다.” “나는 우리 사회의 중요한 정치적 문제가 무엇인지 잘 알고 있다.”
  2. 정치 만족감에 대한 문항은 “귀하는 우리나라의 민주정치에 대해 전반적으로 어느 정도 만족하십니까?” 문항에 대해 5점 척도로 응답하도록 구성되었다.
  3. 이념 성향을 묻는 문항은 0(진보)-11(보수) 중에서 자신의 이념 성향을 체크하도록 구성되었다.
  4. 쟁점 선호는 정치, 경제, 사회 영역에 대한 총 10개의 문항으로 구성되어 있으며, 설문은 한미동맹관계 강화, 고위공직자범죄수사처 지속, 국가보안법 폐지, 인도적 대북지원 재개, 집회 및 시위의 자유 보장, 신재생에너지 산업에 대한 지원 확대, 경쟁력 강화 위주의 교육, 고소득자 세금 인상, 복지 확대, 기업 규제 완화에 대한 의견을 0(전적으로 반대)-11(전적으로 찬성) 중에서 체크하도록 진행되었다.
  5. 정당일체감에 대한 문항은 응답자가 먼저 “귀하는 가깝게 느끼는 특정 정당이 있으십니까?” 문항에 답한 이후, 있다고 응답한 경우에는 “가장 가깝다고 느끼는 그 정당은 어디입니까?”, “그 정당에 대해서 얼마나 가깝게 느끼십니까?” 문항에 차례로 답하고, 없다고 응답한 경우에는 “그렇더라도 조금이라도 가깝게 느끼는 정당이 있다면 어디입니까?” 문항에 답하는 방식으로 구성되었다.
  6. 설문에 사용된 문항은 다음과 같다. “귀하가 후보자 A/B에게 느끼는 감정을 0도에서 100도 사이로 표시해주십시오. 0도는 매우 차갑고 부정적인 감정을, 100도는 매우 따뜻하고 긍정적인 감정을 의미합니다. 50도는 부정적이지도 긍정적이지도 않은 감정을 의미합니다.
  7. 정치 지식을 묻는 문항은 설문 당시 원내 다수 정당, 국무총리, 법무부 장관과, 원내 교섭 단체를 구성하기 위해 필요한 최소 국회의원의 수, UN 안전보장이사회 상임이사국에 대한 총 5개의 문항으로 구성되었다.
  8. 처치물에서 후보자들의 정당 정보가 더불어민주당과 국민의힘으로 제공되었기 때문에, 정의당, 국민의당, 기타 정당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 경우 제외하였다. 총 1724명 중 전혀 정당 일체감을 느끼는 정당이 없다고 응답한 응답자 수는 451명, 정의당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자 수는 90명, 국민의당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자 수는 44명, 기타 정당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자 수는 50명이었고, 이 635명을 제외한 1089명으로 첫 번째 샘플을 구성하였다. 1089명 중 더불어민주당에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자 수는 674명, 국민의힘에 정당 일체감을 느낀다고 응답한 응답자 수는 415명이었다.
  9. 총 1724명 중 중도로 응답한 응답자 수는 496명, “모른다”고 응답한 응답자 수는 55명, “들어본 적 없다”고 응답한 응답자 수는 2명이었고, 이 553명을 제외한 1171명으로 두 번째 샘플을 구성하였다. 1171명 중 자신이 진보적이라고 응답한 응답자 수는 563명, 자신이 보수적이라고 응답한 응답자 수는 608명이었다.

참고 문헌

가상준. 2016. “정책영역별로 본 국회 양극화.” 『OUGHTOPIA』 31권 1호, 327-354.

강원택. 2012. “제19대 국회의원의 이념 성향과 정책 태도.” 『의정연구』 18권 2호, 5-38.

길정아. 2019. “정부 신뢰, 회고적 투표, 그리고 당파적 편향: 2014년과 2018년 지방선거를 중심으로.” 『한국정당학회보』 18권 3호, 31-69.

길정아ㆍ하상응. 2019. “당파적 편향에 따른 책임 귀속: 여야간 갈등인식과 정당 호감도를 중심으로.” 『의정연구』 25권 1호, 46-78.

김기동ㆍ이재묵. 2021. “한국 유권자의 당파적 정체성과 정서적 양극화.” 『한국정치학회보』 55권 2호, 57-87.

김성연. 2015. “정치적 태도와 인식의 양극화, 당파적 편향, 그리고 민주주의: 2012년 대통령 선거 패널 데이터 분석.” 『민주주의와 인권』 15권 3호, 459-491.

이내영. 2011. “한국사회 이념갈등의 원인: 국민들의 양극화인가, 정치엘리트들의 양극화인가?” 『한국정당학회보』 10권 2호, 251-287.

이내영ㆍ이호준. 2015. “한국 국회에서의 정당 양극화: 제16-18대 국회 본회의 기명투표에 대한 경험적 분석.” 『의정논총』 10권 2호, 25-54.

이성우. 2011. “한국 정치의 양극화와 당파적 배열.” 『민주주의와 인권』 11권 3호, 109-138.

장승진ㆍ서정규. 2019. “당파적 양극화의 이원적 구조: 정치적 정체성, 정책선호, 그리고 정치적 세련도.” 『한국정당학회보』 18권 3호, 5-29.

장승진ㆍ장한일. 2020. “당파적 양극화의 비정치적 효과.” 『한국정치학회보』 54권 5호, 153-175.

정동준. 2018. “2018년 지방선거 이후 유권자들의 정치 양극화: 당파적 배열과 부정적 당파성을 중심으로.” 『OUGHTOPIA』 33권 3호, 143-180.

 

Abramowitz, Alan I. 2010. The Disappearing Center: Engaged Citizens, Polarization, and American Democracy. New Haven, CT: Yale University Press.

Abramowitz, Alan I., and Kyle L. Saunders. 2008. “Is Polarization a Myth?” Journal of Politics 70(2): 542-555.

Bafumi, Joseph, and Robert Y. Shapiro. 2009. “A New Partisan Voter.” Journal of Politics 71(1): 1-24.

Billig, Michael, and Henri Tajfel. 1973. “Social Categorization and Similarity in Intergroup Behavior.” European Journal of Social Psychology 3(1): 27-52.

Bougher, Lori D. 2017. “The Correlates of Discord: Identity, Issue Alignment, and Political Hostility in Polarized America.” Political Behavior 39(3): 731-762.

Druckman, James N., Matthew S. Levendusky, and Audrey McLain. 2018. “No Need to Watch: How the Effects of Partisan Media Can Spread via Interpersonal Discussions.” American Journal of Political Science 62(1): 99-112.

Fiorina, Morris P., and Samuel J. Abrams. 2008. “Political Polarization in the American Public.” Annual Review of Political Science 11: 563-588.

Gimpel, James G., and Iris S. Hui. 2015. “Seeking Politically Compatible Neighbors? The Role of Neighborhood Partisan Composition in Residential Sorting.” Political Geography 48: 130-142.

Huddy, Leonie, Lilliana Mason, and Lene Aarøe. 2015. “Expressive Partisanship: Campaign Involvement, Political Emotion, and Partisan Identity.” American Political Science Review 109(1): 1-17.

Iyengar, Shanto, Gaurav Sood, and Yphtach Lelkes. 2012. “Affect, Not Ideology: A Social Identity Perspective on Polarization.” Public Opinion Quarterly 76(3): 405-431.

Iyengar, Shanto, and Masha Krupenkin. 2018. “The Strengthening of Partisan Affect.” Advances in Political Psychology 39(1): 201-218.

Iyengar, Shanto, Yphtach Lelkes, Matthew Levendusky, Neil Malhotra, and Sean J. Westwood. 2019. “The Origins and Consequences of Affective Polarization in the United States.” Annual Review of Political Science 22: 129-146.

Lee, Jae Mook. 2015. “Another Look at Partisan Polarization in the South Korean Mass Public: Ideological or Affective Polarization?” Korea Observer 46(2): 211-232.

Lelkes, Yphtach. 2021. “Policy over Party: Comparing the Effects of Candidate Ideology and Party on Affective Polarization.” Political Science Research and Methods 9(1): 189-196.

Lelkes, Yphtach, Gaurav Sood, and Shanto Iyengar. 2017. “The Hostile Audience: The Effect of Access to Broadband Internet on Partisan Affect.” American Journal of Political Science 61(1): 5-20.

Levendusky, Matthew. 2009. The Partisan Sort: How Liberals Became Democrats and Conservatives Became Republicans. IL: University of Chicago Press.

Levendusky, Matthew. 2013. “Partisan Media Exposure and Attitudes toward the Opposition.” Political Communication 30(4): 565-581.

Levendusky, Matthew, and Neil Malhotra. 2016. “Does Media Coverage of Partisan Polarization Affect Political Attitudes?” Political Communication 33(2): 283-301.

Mason, Lilliana. 2018. “Ideologues without Issues: The Polarizing Consequences of Ideological Identities.” Public Opinion Quarterly 82(1): 866-887.

Mason, Lilliana, and Julie Wronski. 2018. “One Tribe to Bind Them All: How Our Social Group Attachments Strengthen Partisanship.” Political Psychology 39(1): 257-277.

Rogowski, Jon C. and Joseph L. Sutherland. 2016. “How Ideology Fuels Affective Polarization.” Political Behavior 38: 485-508.

Tajfel, Henri. 1981. Human Groups and Social Categories. Cambridge: Cambridge University Press.

Tajfel, Henri, and John C. Turner. 1979. “An Integrative Theory of Intergroup Conflict.” In William G. Austin, and Stephen Worchel (eds.). The Social Psychology of Intergroup Relations. Monterey, CA: Brooks Cole.

Wagner, Markus. 2021. “Affective Polarization in Multiparty Systems.” Electoral Studies 69: 102199.

Webster, Steven W. and Alan I. Abramowitz. 2017. “The Ideological Foundations of Affective Polarization in the U.S. Electorate.” American Politics Research 45(4): 621-647.

Westwood, Sean J., Shanto Iyengar, Stefaan Walgrave, Rafael Leonisio, Luis Miller, and Oliver Strijbis. 2018. “The Tie that Divides: Cross-national Evidence of the Primacy of Partyism.” European Journal of Political Research 57: 333-354.