2 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) I. 서론 지역변수의영향력에대한이해없이현대한국정치를제대로파악하기는어렵다. 이 는정치경제, 엘리트충원, 정당, 여론, 선거등한국정치의각론에서도그러하며, 시기적 으로도 1987 년민주화이전이든이후에도그러하다. 예컨대, 김만흠 (1

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1 대한정치학회보 20집 2호, 2012년 10월: 113~138 지역주의와제 19 대총선* 1) 윤광일숙명여자대학교 요약 본연구는제 19 대총선직후실시된 정치와민주주의에관한의식조사자료 를바탕으로개인수준의지역주의가정치적선호와투표결정에어떤과정을거쳐서얼마나영향을미치는지분석했다. 기존의지역주의연구가대부분거시적, 제도적접근으로서지역주의의미시적기초를간과한한계를보여왔기에본연구에서는정치, 사회심리학적접근의이론적논의에기반하여이를극복하고자하였다. 이를위해본연구에서는개인수준의지역주의를내집단지역주의라는최소주의적개념으로정의하고, 다양한사회적, 문화적, 집단적상황에서작동하고있는것으로경험적으로검증된 내집단편애와외집단폄하 라는근본적인심리적동기가정치적선호결정에도작동할것으로기대했다. 즉주성장지역으로조작적으로정의된내집단지역주의는내집단을대표하거나옹호하는것으로알려지거나인지된정당과정치인에대한선호를높이는반면, 이에반대되거나경쟁관계에있는정당과정치인에대한선호를낮추는영향력을행사할것으로기대했다. 같은맥락에서, 내집단대표성이명확하지않은신진인사나이질적인인물에대해서는지역주의효과가명확하지않을것으로기대했다. 각변수의인과적경로상의영향력을측정할수있는 Miller 와 Shanks 의다단계설명모델에기반하여지역주의의영향력에대한경험적분석을실시한결과두가지주목할만한사실이드러났다. 첫째, 제 19대총선에서지역주의는적어도유권자의정당일체감결정에일관되게통계적으로의미있는영향을미쳤다. 가시적총효과로보든직접효과로보든영남을주성장지역으로꼽은유권자의새누리당일체감가능성을높이는반면에호남을주성장지역으로생각하는유권자는이를낮추는것으로드러났다. 둘째, 이같은지역주의는직접효과보다는정당일체감을통해궁극적으로정당및정치인선호에영향을미치고있는것으로보인다. 정치적선호에대한지역주의의순효과가통계적으로유의미하지않은경우에도지역주의에영향을받는것으로드러난정당일체감의순효과는통계적으로의미있었을뿐만아니라그크기도상당했다. 이같은연구결과에서내집단정보활성화에있어서의정치인과정당의역할에대한정치적함의를찾을수있다. 주제어 : 내집단지역주의, 19 대총선, 정당일체감, 정치적선호의다단계설명모델 * 본연구는숙명여자대학교 2012 학년도교내연구비지원에의해수행되었음

2 2 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) I. 서론 지역변수의영향력에대한이해없이현대한국정치를제대로파악하기는어렵다. 이 는정치경제, 엘리트충원, 정당, 여론, 선거등한국정치의각론에서도그러하며, 시기적 으로도 1987 년민주화이전이든이후에도그러하다. 예컨대, 김만흠 (1991, 1997) 은 1960 년제 3공화국수립이후고착화된영남지역의정치적엘리트지위독점과이지역위주 의경제자원의불평등한분배구조가한국정치의핵심적인정치균열구조를야기했다고 주장한다. 민주화이후인 1992년부터치러진네번의대통령선거와네번의국회의원 선거에서나타난한국인의투표행태에미치는변수들의영향력을경험적으로검증한이 갑윤(2011) 은정당과후보자지지를결정하는데에가장영향력이큰변수로출신지역 을제시한다. 또한지역주의는 1963년과 1967년의대통령선거에서박정희의영남지역 동원으로 그리고 1971 년대통령선거에서반호남주의동원으로민주화이전에도이미존재했다. 70년대중후반시점에이미비호남출신의호남에대한배타적거리감이존재했 다는경험적연구도있다( 최준영 김순흥, 2000; 온만금, 2003; 박상훈, 2009). 최장집 (1993) 은언어, 인종, 종교가동질적인국가들에서한국과같은극심한지역대립이존재 하는사례는찾아볼수없다며한국지역주의문제의특이성과심각성을지적한다. 가장최근에치러진 2012년 4월 11일제 19대국회의원총선결과를보더라도지역주 의의영향력은이전에비해결코누그러지지않았음을알수있다. 새누리당은영남지역 총 67석중민주통합당 3석과새누리당성향무소속 1석을제외한 63석을민주통합당은 호남지역총 30석중통합진보당 3석과민주당성향무소속 2석을제외한 25석을획득 했다. 이는새누리당의전신인한나라당이영남지역총 68석중 46 석을, 민주통합당의 전신인통합민주당이호남지역총 31석중 25석을획득한 2008년제 18대국회의원선 거에비해서도양당의지역적기반이강화되었음을시사한다. 지역주의가한국정치를이해하는데에핵심적인변수임에도불구하고이에대한체계 적이고과학적인연구는미흡했던것으로보인다. 지역주의또는지역갈등에대해본격 적인학문적접근을하기시작한것은극심한지역주의선거로평가받은 1987년제13대 대통령선거직후이다 ( 한국심리학회, 1988; 한국사회학회, 1990; 김종철외, 1991). 이후 정치학에서의지역주의에대한연구가어느정도축적되기는했으나대부분지역주의의 원인에대한이론적연구이거나집합적자료에기초한거시적접근의성격을띠는한계 를보여왔다. 예컨대기존연구는지역별투자및산업구조자료, 중앙엘리트충원, 지 역별선거결과등과같은집합적또는간접자료를통해정치 경제적지역차별 ( 김만흠,

3 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) ), 불균등발전전략에기초한패권적지배이데올로기 ( 최장집, 1991), 정치인들의정 치적동원( 문용직, 1991; 손호철, 1993; 이갑윤, 1998), 호남의운명공동체적정치적정 체성( 최영진, 1999) 등을지역본위투표의원인으로지적했는데, 이들연구는유권자개 인의지역주의적성향이나태도에대한 1차적측정에기반한경험적분석이뒷받침되지 않아제시된원인이개인적차원의지역주의에얼마나, 어떻게영향을미쳤는지, 그리고 다시개인적차원의지역주의가어떻게지역본위의투표에영향을미쳤는지에대해기본 적으로추측(speculation) 할수밖에없는한계를지녔다. 한편, 선거및여론조사자료의축적이본격화된 1990년대말이후지역주의연구는 개인수준(individual level) 의자료를이용하여지역주의의미시적기초를밝히고자하는 데에있어서민주화이전과직후의연구들과차별성을보인다 ( 이갑윤, 1998; 강원택, 2003, 2010; 임성학, 2011). 1) 또한조기숙 (2000) 과문우진 (2005) 은지역본위의투표행 위를지역차별이나정치적동원에대한대응이라기보다는유권자개인의합리적선택으 로접근하여, 지역주의연구의이론적지평을넓히는데기여했다. 그러나이들연구또 한대부분투표행태에대한연구로서, 개인수준의지역주의즉지역감정이논리적으로 보아궁극적인투표결정에영향을미치는정치적선호와태도에어떻게그리고얼마나 영향을미치는지에대해서는제한적인분석만을제시하고있다. 이글은이와같은기존연구의한계에주목한다. 본논문은개인적수준의지역주의 가정치적선호와투표결정에어떤과정을거쳐서얼마나영향을미치는지를제 19대 국회의원총선직후실시된서울대학교한국정치연구소의 정치와민주주의에관한의식 조사 자료에기반하여실증적으로분석하고자한다. 2) 이를통해서본연구는기존연구 의비경험적, 거시적접근의한계를극복하고, 유권자개인수준에서발현되는지역주의 의정치적함의를추적한다. 보다구체적으로본연구는 Miller 와 Shanks(1996) 가제시 하고이갑윤 (2002; 2011) 이한국인의투표행태분석에도입한바있는정치적선호에 대한 다단계설명(multi-stage explanatory 모델) 을토대로출신지역이정당및정치 이데올로기와유력정치인선호, 그리고투표결정에미치는영향을논리적이고경험적 1) 민주화직후지역주의투표행태를경험적으로연구한소수의예로한국기독교사회문제연구원의제 13대대선여론조사자료를이용한연구( 차종천, 1988) 와한국사회학회의 1988년지역갈등과지역의식여론조사를이용한연구( 배규한, 1990; 신광영, 1990) 등이있다. 연구자모두사회학자라는사실은특이할만하다. 2) 본설문조사자료는 2012년 5월 3일부터 21일까지 19일동안전국의만 19세이상성인남녀를대상으로한대면면접조사를통해수집되었다. 표본표집은 2012년 2 월주민등록인구현황에따라성별, 연령별, 지역별비례할당무작위추출기법을통해이루어졌으며총응답자수는 2,047 명이었다. 최대허용표집오차는 95% 신뢰구간에서 ±2.2% 이었다

4 4 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 으로분석하고자한다. 이에앞서우선본연구의핵심개념인지역주의관련개념을검 토하고 Miller 와 Shanks 모델에대해소개하고자한다. II. 지역주의와이론적배경 1. 지역주의이란무엇인가? 지금까지지역주의에상응하는개념으로사용된것으로지역갈등, 지역( 연고) 의식, 지 역정서, 지역감정, 지역균열, 지역패권주의 ( 지배이데올로기 ), 지역할거주의 (sectionalism) 등을들수있다. 3) 이절에서는이들중학문적으로비중있게논의되어온개념을중심 으로각개념의개념적차별성과이론적배경에대해살펴보고, 본연구의핵심개념으 로서지역주의의개념적정의와조작적정의를소개한다. 민주화이전의지역주의에대한학문적인연구들은이개념을고정관념 (stereotype), 편 견(prejudice), 사회적거리감, 호오도, 수용또는배척등의개념을포괄하는주로심리 학적차원에서접근했다 ( 민주화이전연구의검토는김혜숙, 1988; 나간채, 1991). 김혜 숙은지역주의를사회심리학의핵심주제인집단간갈등의문제로파악하면서상기한 지역주의상응개념을인간심리의주요요소인감정적 (affective), 인지적 (cognitive), 행 동적(behavioral) 요소로분류한다. 즉지역간집단적갈등은편견, 호오감, 거리감등과 같은감정적인요소, 인지적요소로서고정관념, 이의행동적결과로서차별을내포하는 개념이다. 지역주의의이와같은심리학적개념화는민주화직후심리학자들로하여금 Allport 의 편견과고정관념이론, Tajfel 의내집단편애(in-group favoritism) 이론, 그리고 Tajfel 과 Turner 의사회적정체성 (social identity) 이론등에의존하는계기가되었다 ( 안신호, 1988; 김혜숙, 1988). 예컨대사람들은인지적한계상본질적으로범주적사고(categorical thinking) 를하며따라서타인과타집단을단순화하거나왜곡해서보는고정관념과편견 은지극히정상적 (normal) 이자효과적인인지과정의기본요소이며 (Allport, 1954/1979), 이는한지역민이다른지역민을인지하는과정에서도그대로적용된다는것이다. 또한 집단의구별기준이무엇이든자기가속한집단을편애하고다른집단을폄하하는경향 3) 이들에대한사전적의미분석에기초한개념적구분과관계에대한논의는노병만과김진하 (1994) (2010) 참조

5 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 5 이있으며 (Tajfel, 1970), 이는자기집단의우월성을확보하여자신의사회적정체성을고 양시키고자하는동기가작동한것으로서 (Tajfel and Turner, 1979), 동서양의수많은경 험적연구가이를입증하고있는데한국사람만이예외일수는없다는것이다. 4) 한편, 김혜숙 (1988) 은대학생들을대상으로한지역주의적태도및고정관념연구를통해나간 채(1991) 는전국표본조사를통해호남인에대한타지역민의배척과거부감을실증적으 로확인했다. 민주화이후정초선거 (founding elections) 로지칭된 1987년제 13대대통령선거와 1988년제 13대국회의원선거에서연이어나타난영 호남지역분할의선거결과는정 치학자들로하여금서구정당이론의핵심개념인균열(cleavage) 에주목하게했다. 예컨 대김만흠 (1991; 1994) 은지역적균열을종족, 언어, 종교등의문화적균열, 계급적균 열, 가치와좌-우이데올로기등의정치적균열과함께서구정치과정에서나타나는보 편적균열또는갈등구조의하나로파악하며지역주의의보편적측면에주목한다. 그는 한국의지역문제를지역감정이라는개념을중심으로설명하는경우, 이를 맹목적이고비 합리적행위의소산 으로치부할우려가있기때문에보다 포괄적이고객관적인 지역 균열이라는용어를중심개념으로사용해야한다고주장한다 (1992, 142). 강원택 (2011) 또한 Lipset 과 Rokkan(1967) 의균열모델을적용하여한국의지역갈등을중심- 주변 (center-periphery) 균열로파악했다. 그에의하면박정희통치하급속한근대화가서구 의산업혁명에해당하며, 이시기불균등성장정책으로경제적의미의수혜지역 ( 영남)- 소 외지역 ( 호남) 의중심부 - 주변부갈등이배태되었다. 사회공동체내집단을구분하는기준인균열(Rae and Taylor, 1970) 이정치적으로 의미있는갈등으로되기위해서는균열을대표하는정당이존재하거나정치인이나정당 이지지확보를위해이를적극적으로동원해야한다. 5) 따라서지역주의를균열로접근한 정치학자들이이의원인과결과를정당의역할과기능, 선거과정과결과, 그리고제도로 서의정당과선거등의맥락에서연구한것은당연한귀결이다 ( 이갑윤, 1998; 강명세, 2005; 박찬욱, 2005; 조성대, 2008; 최장집, 2009; 김만흠, 2011). 이들에게지역주의 즉지역균열이란일차적으로는투표행태에서표출되는정당지지기반의지역별편중현 상으로드러나기때문이다. 이들이동의하고있는지역균열이한국정치의핵심적인갈등 4) 이밖에도집단간갈등의원천으로서고정관념과편견을설명하는이론으로한정된재화의획득을둘러싼현실적집단갈등(realistic group conflict), 문화적규범의사회화과정, 권위주의적성격(authoritarian personality), 자연선택 (natural selection) 의결과등을들수있다( 김혜숙, 1988; Kinder and Kam, 2009). 5) 최장집 (2009) 에의하면, Lipset 과 Rokkan 은정당의균열대표기능에 Schattschneider 는정치인과정당의균열동원기능에분석의초점을맞추었다

6 6 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 구조라는진술은다른균열 예컨대, 앞서열거한계급이나가치등과같은보편적균열 에비해상대적으로더비중있게정당에의해대표되어있거나또는선거에서표출되 어있거나혹은정치인과정당이동원한것으로해석할수있다. 같은맥락에서정치영 역에서지역균열 ( 지역주의, 지역감정 ) 의과잉대표또는과잉동원은이의객관적입증여부 는별도로하더라도한국정치의모든병폐의근원을지역갈등문제로환원하는 이데올 로기화된지역주의 로이해할수있다( 최장집, 2009; 박상훈, 2009). 이와같은지역주의의개념적차별성과상이한이론적배경은이의분석단위와조작적 정의및측정과같은연구방법에관련된사안뿐만아니라지역주의의원인과영향과같 은연구의제에도결정적인영향을끼쳤다. 예컨대심리학적접근은개인적차원의지역 주의에초점을맞추고, 이의원인으로서인지적한계로인한범주적사고, 내집단편애와 사회적정체감고양등과같은심리적동기를, 지역주의의결과로서고정관념, 편견, 차별 등을중심으로연구해왔다. 정치경제학적, 정치사회학적또는정치제도적접근은지역이나 집단, 정당등의거시적, 집합적차원의지역주의에초점을맞추고, 이의원인으로서정 치 경제적지역차별, 정치인과정당의지역적균열의대표및동원등을, 지역주의의결과 로서지역주의적투표행태와지역주의적정당체계의존속등을중심으로연구해왔다. 지역주의에대한기존의두접근은무엇보다도한국정치의근본적인문제에대한학문 적접근을통해정책적처방을제시하려는데에있어서긍정적이다. 그럼에도각각독립 적으로진행되어온두접근은각접근에내재한한계를극복하기위해서로상대편의 연구성과를필요로한다. 정치학의거시적, 제도적접근은지역주의의심리적, 미시적 기초에대한탐구가미흡한반면심리학의미시적접근은지역주의의거시적, 정치적함 의모색에소극적인데, 그결과전자는지역주의의실체를추상적으로만분석하여개인 이지역주의라는거시적 구조적강압에어떻게반응하는지를파악하지못하는한계를, 후자는개인수준에서심리적인지역주의적인지와동기가어떤과정을거쳐지역수준 에서정치적으로의미있는행태로발현되는지간과해온한계를각각보여왔다. 일찍이 강명구 (1994) 는정치적지역갈등을배태시킨거시적인구조적측면과미시적인개인적 측면의양태의종합적인분석을주장했지만설문조사자료가축적되기시작한지얼마되 지않아이론적논의에그친바있다. 본연구에서는대표성있는표본을이용한면접설 문조사를통해경험적으로지역주의의미시적기초및이의정치적함의를분석함으로써 기존의접근과연구성과를통합적으로계승하고자한다. 본연구에서는지역주의를 내집단지역주의 (in-group regionalism) 로즉, 개인이지 역을내집단으로받아들이는성향(predisposition) 으로개념화한다. 내집단은개인이

7 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 7 정체감을갖는소속집단으로서자신이소속하지않은집단 즉외집단 (out-group) 과는어떤면에서든다르거나우월하게여기는집단이다 (VandenBos and American Psychological Association eds. 2007). 이와같은최소주의적개념화는개인적인차원에 서고정관념이나편견등, 그리고거시적차원에서지역갈등이나지역균열등과같은지 역주의를규정짓는특성이라기보다는지역주의의심리적또는거시적 구조적결과로보 는것이논리적으로타당한각각의여타개념들과구분하게한다. 또한이와같은사회 심리학적개념화는내집단과외집단에대한이론적 경험적인연구가다양한사회적, 문 화적, 집단적, 상황적맥락에서오랜기간에걸쳐축적된정치 사회심리학의연구성과를 이용할수는이점을갖게한다( 내집단편애및외집단폄하에대한정치 사회심리학적 연구성과검토는 Duckitt, 2003 참조). 본연구는이와같은사회심리학적, 최소주의적개념적정의로부터지역주의를 귀하 가주로성장하신곳 이라는설문을통해조작적으로정의한다. 이와같은용어구성 (wording) 은단순히 출신지 나 고향 을묻는기존의설문( 한국사회과학데이터센터, 2008; 동아시아연구원, 2012) 과도차별된다. 그같은설문으로는출신지로부터떠나온지오래 되었거나잦은거주이주등어떤이유든출신지에대해소속감을느끼지못하는사람들 을배제할수없다. 또한고향의경우응답자에따라받아들이는개념이다를수있어서 문제가있다. 이에비해 주로성장 한곳은출신지나고향에비해질문내용이혼동을 일으킬여지가적고, 성장기에형성되는소속감을포함하는자아정체감 (self-identity) 이 이후에도고정된다는상당수의연구결과에비추어보다라도내집단에근거한본연구의 지역주의개념에부합한다. 2. Miller 와 Shanks 의정치적선호에대한다단계설명모델 Miller 와 Shanks(1996) 의다단계설명모델은투표선택에있어서근인(proximate causes) 은시간과인과관계상선행원인(prior factors) 에의해영향을받는다는미시간 학파의 인과깔때기 (funnel of causality) 모형(Campbell et al., 1960/1980: 24-37) 에 기반하고있다. Miller 와 Shanks 는우선인과깔때기속의원인들을비교적같은시기에 현재의값을획득한변수들을한블록또는단계로분류한후시간과인과적인선후관계 에따라투표선택에영향을미치는순서에따라차례로배열한다. 예컨대이들의다단 계설명모델에의하면, 성별, 연령, 출생지, 인종등과같은생득적, 고정적 (fixed) 변수 는투표선택의장기적원인(long-term factors) 으로서한블록을구성하며, 정치인, 정

8 8 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 당평가등과같은덜고정적이며단기적인원인(short-term factors) 으로서한블록을 형성하는투표선택의근인에영향을미친다. 이들의다단계설명모델은 블록반복 (block recursive) 모델 로선행단계즉블록에속하는변수들은다음블록의변수에영 향을줄뿐영향을받지않으며, 같은블록에속하는변수들간에는인과적관계가없다 는핵심가정을갖고있다. 실제분석에있어서다단계설명모델은투표선택에영향을 미치는블록의변수들을블록단위로누적적으로더하면서각변수의 가시적총효과 (apparent total effect) 와 직접효과(direct effect) 를측정한다. 각변수의가시적총효 과는다단계회귀모형에서특정블록의변수로처음도입되었을때의계수로, 직접효과 는모든블록이포함된최종회귀모형 (full 모델) 에서계수로측정된다. 특히이들의모델 에의하면, 단일시점조사에서도변수간인과관계를논리적으로정당화할수만있다면 선행변수의후행변수에대한영향력크기와경로를파악할수있다( 보다구체적인방 법론논의는 Miller and Shanks, 1996: 참조). 본연구는 Miller 와 Shanks 의다단계모델을기반으로지역주의변수가좌-우정치이 데올로기, 정당일체감, 정당및정치인평가, 투표선택등정치적으로의미있는변수들 에미치는영향을단계적으로보여줌으로써이의총효과와순효과(net effect) 뿐만아니 라영향의경로를측정하고자한다. 또한 4 11 총선직후 1차례실시된여론조사를이용 함으로써변수간인과관계에대해통계적방법에의한정당화가극히어려운상황을감 안했을때 Miller 와 Shanks 의방법론매우유용한것으로판단된다. 아울러이들의다단 계모델에의존하여한국인의투표행태와정치적선호를분석한기존연구( 이갑윤, 2002; 2011) 와의비교를통해지역주의영향력의변화여부를추론해볼수있다. 3. 연구가설과이론적배경 본연구의다단계분석모델의블록은다음과같은변수로구성되어있다. 제 1 단계생득적, 고정적개인특성변수: 지역, 연령, 성별 제 2 단계후천적사회적특성변수: 학력과가구소득 제 3단계진보-보수정치이데올로기와정당일체감 종속변수 : 정당선호( 호오도 ), 정치인선호( 호오도 ), 투표선택 본연구에서검증하는핵심가설은다음과같다. 첫째, 개인수준의지역주의가자신의 내집단지역을대표하는정당이나정치인으로알려지거나인식된대상에대해서는선호

9 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 9 하는방향으로, 이들정당에대항하는정당이나정치인에게는선호를낮추는방향으로 영향을미친다. 둘째, 자신의지역을대표하는정치적정당이나정치인과옹호하는것으 로알려지거나인식된정치적선호에대해서도같은방향의영향을미친다. 셋째, 이같 은지역주의의영향은단계적으로설명변수를통제하는경우에도일관되게나타난다. 주성장지역 이라는최소주의적조작적정의에의해측정한개인수준의지역주의가 정치적선호와선택에영향을미치리라고기대하는이유는앞서본바대로내집단편애 와외집단폄하라는근본적인심리적동기때문이다. 다시말해서특정정당이나정치인 이유권자에게주성장지역, 즉내집단을대표하는것으로알려져있거나받아들여지는 한, 이들을선호할수밖에없고이들을반대하는정당과정치인에대해서는폄하할수밖 에없다. 같은맥락에서내집단정당과정치인이선호하는것으로알려지거나인식된정 치이데올로기에대해서는긍정적으로평가할수밖에없다. 요약하면, 내집단대표정당과 정치인의인지는그자체로는비정치적인내집단지역주의의정치적활성화 (activation) 를야기한다. 한편, 본연구의다단계분석모델에서도 Miller 와 Shanks 의모델과같이기본적으로 선행블록변수가후행블록변수로부터영향을받지않으며, 같은블록내에서는인과 관계가없다는가정을한다. 분석모델의타당성을높이기위해각모델의경험적분석 에서필요에따라가정의현실성에대한검토논의를포함할것이다. 분석모델은종속 변수의특성에따라최소자승법다중회귀분석 (OLS multiple regression analysis) 또는로 짓분석(logistic analysis) 을이용하며, 블록수에따라 3 개의모델로구성될것이다. III. 경험적분석 1. 지역주의와정당일체감 민주주의이후한국의정당들이수차례이합집산을거듭했음에도불구하고기본적으로 는영 호남, 충청지역을대표하는지역정당체제라는데에는이론이없어보인다. 이번 총선에서지역구 3석과비례대표 2 석( 득표율 3.2%) 을합쳐총 5석을얻어군소정당으로 전락한충청지역정당자유선진당을분석편의상제외한후, 주성장지역이정당일체감 에미치는영향을측정해보았다. 6) 우선, 다른변수를통제하지않은경우를보면(< 표 6) 정당일체감은 평소에지지하는정당 에대한 1 차설문후, 지지하는정당이없는경우 조금이라도더

10 10 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 1>), 주성장지역으로측정한지역주의의영향은통계적으로매우의미가있었으며 (p =0.00), 그크기도상당함을알수있다. 예컨대, 영남지역에서주로자란유권자의새누 리당지지도는비영남지역출신유권자보다 32 퍼센트포인트높은것으로나타났다. < 표 1> 지역주의와정당일체감의교차분석표 민주통합당 새누리당 합계 비영남영남합계 % % N= % Pearson Chi-square( 자유도 1) = p = % % N= % % % N=1, % 정당일체감에대한지역주의의영향력을다단계로짓모델을통해측정해보면지역주 의의영향력은예상한방향으로일관되게나타난다. < 표 2> 에의하면영남출신은새누 리당의지지를높이는쪽으로호남출신은새누리당의지지를낮추는쪽으로영향을미 치고있다. 이같은영향은단계적으로교육수준과소득, 그리고진보- 보수정치이데올로 기를통제한경우에도일관되게나타난다. 또한, 영 호남의가시적총효과의크기는최종 모델에서도거의줄어들지않았다. 한편, 10점척도로측정한진보- 보수정치이데올로기 자기평가 (self-placement) 변수의영향력측정에의하면, 보수로평가한유권자일수록새 누리당지지가능성을높이는것으로나타난다. 7) 2. 지역주의와진보- 보수자기평가 개인수준에서지역주의는자신의내집단지역을대표하는것으로알려지거나인식된 정당이나정치인에대해일체감을갖게할것이며, 또한이들이옹호하거나대표하는것 으로알려지거나인식된정치적선호에대해서도긍정적으로생각할것이다. 진보와보 수에대한학문적정의와는독립적으로, 일반적으로새누리당은상대적으로보수정당이 선호하는정당 을물어측정했다. 7) 본연구는지역주의영향의경로와영향력측정에초점을맞춘다. 따라서진보- 보수정치이데올로기가정당일체감에영향을미치는가능성 ( 투사효과 ) 과그역의가능성 ( 설득효과 ) 의비교평가는본연구범위밖에있다. 다만, < 표 2> 와 < 표 4> 를통해두가능성모두를경험적으로보여주고있다

11 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 11 고, 민주통합당은상대적으로진보정당으로알려져있다. 본조사에서도유권자들은자기 평가에서사용한 0( 진보)-10 점( 보수) 의동일척도상새누리당은 6.63 민주통합당은 4.49, 통합진보당은 3.97 의평균적인평가를하고있는것으로드러났다. 따라서본연구에서 는호남에서주로성장한유권자는자신을상대적으로진보적으로평가할것이며, 영남 에서주로성장한유권자는자신을상대적으로보수적으로평가할것으로기대한다. < 표 2> 다단계로짓모델: 지역주의와정당일체감 종속변수 : 새누리당정당일체감 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 이데올로기 상수 Log Likelihood Chi-square Psuedo R-square N + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.05) 0.19 (0.12) 1.15** (0.13) -2.50** (0.23) -1.81** (0.17) ,570 모델 ** (0.06) 0.16 (0.12) 1.15** (0.14) -2.50** (0.23) (0.11) 0.06 (0.05) -1.70** (0.41) ,570 모델 ** (0.06) 0.11 (0.13) 1.28** (0.14) -2.35** (0.23) (0.12) 0.06 (0.05) 0.42** (0.04) -3.60** (0.48) ,570 우선, < 표 3> 에의하면주성장지역에따라유권자의진보- 보수정치이데올로기자기 평가가다르게나타남을알수있다. 특히호남의유권자는자신을가장진보적으로영

12 12 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 남의유권자는자신을가장보수적으로평가를하고있으며, 다른지역이나유권자전체 가중도인 5 점에평균적으로매우가까운자기평가를하고있다는사실을감안하면, 두 지역의유권자들은집합적으로한국의진보와보수집단을구성하는것으로해석할수 있다. < 표 3> 지역별진보- 보수자기평가 지역 평균 표준편차 N 수도권 충청 호남 영남 Total ,921 내집단지역주의가진보- 보수자기평가에미치는영향력다단계모델로측정해보면 우선호남지역의영향력이두드러진다. 다른조건이같다면, 호남에서주로성장한유권 자는통계적으로유의미한수준에서보다진보쪽으로자기평가를하고있다. 모델 1과 2에서영남의영향력이통계적으로의미가없는것과비교해볼때모델 1에서 0.64 모 델 2에서 0.65 만큼호남의유권자를진보쪽으로평가하게하는상당한지역주의효과 가드러나고있다. 호남의지역주의는최종모델인모델 3에서도영향력은다소줄었으 나여전히기대했던방향으로나타났다 (-0.24). 모델 1과 2에서영남의지역주의효과가 기대했던대로나타나지않은이유로새누리당이총선이두달도채남지않은시점인 2 월 13일이되서야등장해이당이옹호하는이데올로기기가유권자에게아직각인되지 않았거나새누리당이당명개정후쇄신상황과연이은선거공간에서어느한쪽의이 데올로기로연계되는것을의도적으로피했을가능성을생각해볼수있다. 또한새누리 당정당일체감이포함된모델 3에서영남의지역주의영향이통계적으로상당히의미있 는수준에서기대했던방향과다르게나타난사실은영남출신유권자의 78% 가새누리 당에소속감을느끼는데에서기인한다중공선성 (multicollinearity) 의여파로보인다. 8) 만약본연구의결과가맞다면, 정치이데올로기에관한한호남변수만이다른지역과 다르게영향을미치는데에대한이론적, 경험적후속연구가뒷받침되어야한다고판단 된다. 한편연령변수는통상인식대로양의효과를나타내고있으며, 여성변수의정적 8) 이를해결하기위한한방법으로정당소속감강도에대한보다세분화된측정을생각해볼수있다

13 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 13 (+) 효과는추후이론적논의가필요해보인다. 9) 3. 정당호오도 내집단지역주의는내집단정당으로알려져있거나인지된정당에대해호감을갖게 하는반면내집단정당에정치적으로대척점에서있거나경쟁관계에있는정당에대해서 는반감을갖게할것이다. 보다구체적으로주성장지역이호남인유권자는민주통합당 에대해서영남인유권자는새누리당에대해서각각호감을느낄것이며상대정당에대 해서는반감을느낄것이다. 두정당에대한호오도를 0점에서 100점까지로측정한변수 < 표 4> 다단계회귀모델 : 지역주의와진보-보수자기평가 종속변수 : 좌-우정치이데올로기 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.03) 0.17* (0.08) 0.01 (0.09) -0.64** (0.11) 3.80** (0.10) 2, 모델 ** (0.04) (0.08) 0.01 (0.09) -0.65** (0.11) (0.08) (0.03) 4.22** (0.27) 2, 모델 ** (0.05) (0.10) -0.32** (0.11) (0.14) (0.09) (0.04) 1.32** (0.11) 3.74** (0.33) 1, ) 연령변수는원자료로부터세부터년단위로나누어부터까지의값을갖도록재코딩 (recoding) 했다

14 14 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 를종속변수로구성한다단계분석모델을통해지역주의효과가설을검증해보면, 비교 적일관되게기대했던방향으로지역의효과가나타나고있음을알수있다. 최종모델 에서는정당일체감과정당이데올로기를, 비교적오랜기간에걸쳐형성되어상대적으로 고정된개인의정치적선호로서비교적단기간인선거운동기간동안변화할수있는 정당호오도에독립적인영향을미치는변수로상정했다. < 표 5> 다단계회귀모델 : 지역주의와새누리당호오도 종속변수 : 새누리당정당호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.37) 2.50* (1.01) 5.01** (1.16) ** (1.46) 37.56** (1.34) 2, 모델 ** (0.47) (1.04) 5.08** (1.16) ** (1.46) -2.78** (0.96) 1.36** (0.41) 41.66** (3.45) 2, 모델 (0.48) 1.54 (0.98) (1.10) -4.99** (1.48) (0.90) 0.84* (0.39) 29.52** (1.18) 1.48** (0.27) 33.52** (3.49) 1, < 표 5> 의모델 1과 2 에의하면, 다른조건이같다면주성장지역으로서영남은새누 리당에대해통계적으로유의미한수준에서약 5점정도호감도를높이는반면호남은

15 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 15 무려약 16.5 점정도낮추는것으로나타났다. 이와같은호남의가시적총효과는최종 모델에서비록약 5점정도의직접효과로낮아지긴하지만여전히상당한크기의영향 력을보여주고있다. 영남의지역효과는최종모델에서비교적낮은수준이긴하지만 통계적으로유의미하게 (p =0.06), 비록호남의지역효과크기의절반에못미치긴하지만 (-2.06), 기대했던방향과는다른쪽으로나타나고있다. 이에대해서는앞서살펴본진 보-보수이데올로기분석에서와같이다중공선성검토를포함추후논의가필요해보인 다. 한편, 연령과여성은모델 1과 2에서소득수준은모델 2와 3에서통계적으로의미 있는수준에서새누리당의호감도를높이는방향으로, 교육수준은모델 2와 3에서호감 도를낮추는방향으로작용하는것으로드러났다. 연령과여성은최종모델에서통계적 으로유의하지않는것으로나타난반면, 새누리당과정치이데올로기자기평가는기대했 던방향으로매우높은수준에서통계적으로의미있는효과를보여주고있다. 다른조 건이같다면, 새누리당을지지하는유권자는새누리당을평균적으로 29.52점정도더좋 아하고있으며, 보수적인방향으로 1점더평가할수록평균적으로 1.48점정도더새누 리당을좋아하게되는것으로나타났다. 민주통합당호오도에대한지역주의효과는모델 1과 2에서는기대한방향으로통계적 으로의미있는수준에서나타났다. < 표 6> 에의하면호남은평균적으로약 10점가까이 내집단정당인민주통합당에대한호감도를높이는변수로작용하고있는반면, 영남은 약 4 점가까이내집단경쟁정당에대한호감도를낮추는변수로작용한다. 그러나최종 모델에서는두지역변수모두통계적으로의미없는수준으로드러났다. 이는민주통합 당호오도에관한한지역변수는정당일체감과는달리순효과 (net effect) 가없고, < 표 2> 에서본바와같이오직내집단정당에대한소속감을통해서만영향력을나타내는것을 시사한다. 그럼에도, 동일한변수들이새누리당호오도의경우와다른효과를보이는데 에대한보다구체적인사후연구가필요해보인다. 한편, 연령, 정당일체감과정치이데올로기자기평가는모두기대했던방향으로통계적 으로유의미하게영향을미치고있었다. 예컨대, 연령이높아질수록, 새나라당소속감이 있는사람일수록, 그리고보수적인사람일수록민주통합당에대한호감도는낮아지는것 으로나타났다. 한가지특이할만한사실은교육수준이새누리당호오도분석에서와마 찬가지로부적효과를보이고있다는점이다. 다른변수를통제한가운데, 교육수준이높 아질수록양당에대한호감도가낮아지는것은교육수준상승으로인한정당평가기준 제고에따른정당일반에대한불만또는실망의증가현상을반영한것으로볼수있다

16 16 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) < 표 6> 다단계회귀모델 : 지역주의와민주통합당호오도 종속변수 : 민주통합당호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.33) 0.62 (0.91) -3.89** (1.05) 9.75** (1.32) 55.08** (1.21) 2, 모델 ** (0.42) 1.13 (0.93) -3.66** (1.04) 9.97** (1.31) (0.86) 2.00** (0.37) 52.17** (3.10) 2, 모델 ** (0.48) (0.97) (1.08) 0.94 (1.46) -1.95* (0.89) 1.49** (0.39) ** (1.16) -1.03** (0.27) 74.39** (3.44) 1, 주요정치인호오도 내집단지역주의는주요정치인의호오도에있어서정당호오도와유사한영향을미칠 것으로기대된다. 즉, 주성장지역을대표하거나옹호하는정당의인물로알려져있거나 인지된정치인인경우에는선호하는방향으로이에반대되는또는경쟁관계에있는정 당의인물인경우에는호감을낮추는방향으로영향력을행사할것으로기대된다. 여기 서한가지주목해야할사항은내집단정당의인물로판단하기어려운경우, 즉내집단 지역주의를대표하거나옹호하는이미지가약하거나형성이되지않은경우에는지역효 과가상대적으로약화될것이라는점이다. 예컨대정당의주류정치인과는다른방언을

17 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 17 쓴다거나, 비교적최근에정치일선에부각되었거나, 또는특정정당이나이념과의연계 도가낮은경우등에서는지역정체감을가진유권자들도이를제대로활성화시키기어 려울것이기때문이다. 따라서본연구에서는이명박과박근혜에대해서는강한지역효 과를그리고문재인과안철수에대해서는상대적으로낮은지역효과를기대한다. 지역주의가이명박호오도에미치는영향을다단계설명모델을통해분석한결과를 보여주고있는 < 표 7> 에의하면, 우선주성장지역으로서의호남의효과가명확하게드 러나고있다. 호남변수의가시적총효과는다른조건이같다면평균적으로약 17.59점 정도최종모델에서측정한직접효과는약 10.65점정도이명박에대한호감을낮추는 < 표 7> 다단계회귀모델 : 지역주의와이명박호오도 종속변수 : 이명박호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.39) 3.58** (1.07) 3.73** (1.22) ** (1.54) 27.32** (1.41) 2, 모델 ** (0.50) 2.87** (1.10) 3.87** (1.22) ** (1.54) (1.01) 1.74** (0.43) 28.92** (3.64) 2, 모델 ** (0.61) 2.48* (1.24) (1.39) ** (1.86) -2.62* (1.14) 1.81** (0.49) 17.33** (1.49) 1.50** (0.34) 21.67** (4.40) 1,

18 18 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 것으로드러났다. 영남의지역효과는모델 1과 2에서는호남의각각약 1/5과약 1/6에 불과하지만통계적으로의미있고기대하는방향으로, 즉호감도를높이는쪽으로나타났 다. 영남의영향력은최종모델에서는통계적으로유의미하지않은것으로측정되었지만, 새누리당정당일체감에미치는영남의영향력 (< 표 2>) 과통계적으로유의미하고그추정 치도상당한 (17.33) 새누리당소속감의영향력으로볼때, 궁극적으로이명박에대한호 감도를높이는것으로판단된다. 한편, 다른변수을통제한다면연령, 소득수준, 이데올로 기자기평가는기대한대로정적(+) 효과를, 교육수준은통상인식대로부적(-) 효과를 나타내고있다. 여성변수의일관된정적(+) 효과에대해서는추후보다구체적인논의가 필요해보인다. < 표 8> 다단계회귀모델 : 지역주의와박근혜호오도 종속변수 : 박근혜호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.36) 3.04** (1.00) 5.39** (1.14) ** (1.44) 40.97** (1.32) 2, 모델 ** (0.46) 2.18** (1.02) 5.49** (1.14) ** (1.44) -3.17** (0.95) 1.68** (0.40) 45.17** (3.40) 2, 모델 ** (0.52) 2.17* (1.06) 1.45 (1.18) -8.47** (1.59) -3.39** (0.97) 1.45** (0.42) 21.90** (1.27) 1.62** (0.29) 39.03** (3.76) 1,

19 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 19 지역주의가박근혜호오도에미치는영향을보여주고있는 < 표 8> 에의하면, 우선호 남변수의영향력은가시적총효과 (-16.92) 든직접효과(-8.47) 든이명박의경우와같은 방향으로그리고거의같은크기로나타나고있다. 영남변수도이명박의경우와유사하 게모델 1과 2 에서는통계적으로유의미하게호감도를높이는방향으로, 모델 3에서는 통계적으로유의미하지는않지만상당한크기의정적(+) 효과를보이는새누리당정체감 을통해영향을미치는것으로보인다. 또한연령, 소득수준, 이데올로기자기평가는기 대한대로정적(+) 효과를, 교육수준은통상인식대로부적(-) 효과를나타내고있다. 여 성변수의일관된정적(+) 효과에대해서는일단동성후보에대한호의적평가의결과 로보이나, 본연구에서비교적일관되게나타나고있는여성변수의보수적자기평가와 새누리당및이명박호오도에대한정적(+) 효과와연계해서보다종합적인분석이필요 해보인다. 앞서논의한바대로, 문재인에대한지역변수의효과는비교적미약할것으로기대했 다. 비록 2012년 9월 16일결선투표가필요없을정도로압도적인표차로민주통합당 의제 19 대대통령후보로선출되기는했지만, 호남을주성장지역으로하는유권자가 그를내집단의일원으로받아들이기에는출신배경도다르고잘알려진인물도아니었기 때문이다. 10) 또한민주통합당의정치인이지만영남출신이자비교적신진인사라는사실 은영남의지역효과를약화시킬것이라는기대를합리적이게한다. 다단계설명모델의분석결과는이같은기대에부합한다. < 표 9> 에의하면호남과 영남의가시적총효과는각각 5.73점과 2.03 점으로통계적으로의미가있었지만, 직접 효과를측정한최종모델에서는모두통계적으로유의미하지않은것으로드러났다. 새 누리당일체감의효과는기대했던대로문재인에대한호감을낮추는방향으로통계적으 로의미있는수준에서나타나지만, 앞서살펴본이명박과박근혜의경우보다그절대 값의크기가각각약 6점과 10 점정도로작았다. 진보- 보수자기평가도기대했던대로 보수일수록호감도를낮추는방향으로나타났다. 연령은최종모델인모델 3에서여성과 교육수준은모델 2와 3 에서통계적으로유의미하지않았다. 한편소득수준은통계적으로 유의미하게정적(+) 효과를보였는데이는앞서살펴본여권의이명박, 박근혜에게는물 론이고야권성향의안철수에게도동일하게나타나는현상이다. 소득수준의효과가여권 과야권인사에대해다른동기지만동일하게나타나는지검증이필요할것이다. 10) 본여론조사가총선직후에실시된사실을감안해보면이같은기대는현실적이다

20 20 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) < 표 9> 다단계회귀모델 : 지역주의와문재인호오도 종속변수 : 문재인호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.34) (0.93) (1.07) 5.73** (1.34) 53.44** (1.23) 2, 모델 ** (0.43) (0.95) (1.06) 6.15** (1.34) 0.21 (0.88) 1.92** (0.37) 45.08** (3.16) 2, 모델 (0.54) (1.11) 0.12 (1.24) (1.67) (1.02) 1.64** (0.44) ** (1.33) -1.56** (0.31) 61.77** (3.94) 1, 안철수호오도에대한지역변수의영향력은문재인의경우와같은이유에서미약할 것으로기대했다. 그러나 < 표 10> 에의하면, 지역변수의영향력은예측과는다르게상 대적으로복잡하게나타나고있다. 예컨대영남출신유권자는같은영남출신임에도불 구하고안철수를문재인과달리일관되게부정적으로통계적으로유의미한수준에서평 가하고있다. 영남변수의가시적총효과는 점으로이는문재인의경우보다약 3점 더부정적이었을뿐만아니라박근혜에대한영남의가시적총효과추정치와절대값에 있어서거의같을정도의상당한크기로나타났다. 또한, 안철수는연구대상인네명의 유력정치인중정적(+) 이든부적(-) 이든유일하게통계적으로의미있는영남지역의직

21 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 21 접효과가나타난유일한인물이었다. 영남의부적지역효과는문재인보다본선경쟁력 이더강한후보로여긴, 즉영남내집단후보에강력한대항마로인지된안철수에대한 경계심이반영된것으로볼수있다. 같은맥락에서새누리당일체감과보수적자기평가 의부적(-) 효과가문재인의경우보다크게나타난사실을이해할수있다. 그러나이같 은분석은기본적으로관찰연구(observational study) 인여론조사의특성상검증에한 계가있다. < 표 10> 다단계회귀모델 : 지역주의와안철수호오도 종속변수 : 안철수호오도 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 N R-square + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.38) 0.91 (1.04) -5.34** (1.19) 7.87** (1.50) 67.09** (1.38) 2, 모델 ** (0.49) 1.34 (1.06) -4.98** (1.19) 8.51** (1.50) 2.37* (0.98) 1.63** (0.42) 52.46** (3.54) 2, 모델 ** (0.58) 2.47* (1.19) -2.37* (1.33) 1.19 (1.78) 0.65 (1.09) 1.63** (0.47) ** (1.42) -2.01** (0.33) 71.79** (4.22) 1, 호남의지역효과는모델 1과 2에서는통계적으로의미있는수준에서문재인의경우보

22 22 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 다다소높게정적(+) 효과를나타났지만, 최종모델에서는그와마찬가지로통계적으로 유의미하지않은것으로드러났다. 호남의순효과가이처럼약화된것은문재인의경우 처럼기대에부합하는결과로보인다. 한편, 모델 3 에의하면, 통상인식대로다른조건 이같다면젊은유권자일수록, 여성일수록안철수에대해호감을갖는것으로나타났다 대총선투표행태다단계로짓모델 마지막으로내집단지역주의가유권자의투표행태에대한영향력을살펴보자. 지역구 와비례대표투표에서새누리당에일관투표 (straight-ticket voting) 를했는지여부를종 속변수로한다단계로짓모델에의한분석결과, 우선호남변수의일관된영향력이눈 에띈다. 즉, 주성장지역이호남이라는사실은새누리당에일관된투표를할가능성을 낮추고있으며이는단계적으로블록을추가한모델에도통계적으로유의미한수준에서 나타나고있다. 영남변수는모델 1과 2에서통계적으로의미있는수준에서새누리당 일관투표가능성을높이는효과를발휘하고있으나, 모델 3에서는통계적으로유의하지 않은것으로드러났다. 그럼에도지역변수는이명박, 박근혜호오도분석에서본바와 같이정당일체감에대한영향력행사를통해투표행태에궁극적인영향력을발휘하는것 으로볼수있다. 최종모델에의하면새누리당일체감은다른변수를통제한상황에서 새누리당일관투표의가능성을상당히높이는것으로나타났다. 11) 한편, 통상인식대로다른조건이같다면, 보수적일수록, 연령이높을수록새누리당일 관투표의가능성을높이는것으로드러났다. 또한, 성별, 소득수준, 교육수준은통계적으 로유의미한영향을미치지못하는것으로나타났다. 12) IV. 결어 본연구에서는 2012년 4월 11일에치러진제 19대총선직후실시된설문조사에대 한분석을바탕으로개인수준의지역주의가정치적선호와투표결정에어떤과정을거 11) < 표 11> 에의하면새누리당일체감로짓는 5.81 이며이를오즈비 (odds ratio) 로환산하며약 (=e 5.81 ) 이다. 즉, 새누리당에일체감이있는경우에는일체감이없는경우보다새누리당에투표할오즈가무려약 334 배높다. 영남변수의새누리당일체감에대한영향은 < 표 2> 참조. 12) 최종모델에서기존의투표행태모델에서중요한변수로검토해온회고적국정평가, 회고적또는전망적가정또는국가경제평가변수를고려했으나어떤경우든지역주의효과에대한본연구결과의해석에변화를주지않아이를포함하지않았다

23 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 23 쳐서얼마나영향을미치는지알아보았다. 정치학에서기존의지역주의연구가대부분 거시적, 제도적접근으로서지역주의의미시적기초를간과한측면이있었기때문에본 연구에서는지역주의에대한또다른접근인심리학적접근의이론적논의에기반하여 전자의한계를극복하고자하였다. 보다구체적으로본연구에서는개인수준의지역주 의를내집단지역주의라는최소주의적개념으로정의하고, 여타의다양한사회적, 문화적 상황에서작동하고있는것으로경험적으로검증된 내집단편애와외집단폄하 라는근 본적인심리적동기가정치적선호결정에도작동할것으로기대했다. 따라서주성장지 역으로조작적으로정의된내집단지역주의는내집단을대표하거나옹호하는것으로알 려지거나인지된정당과정치인에대한선호를높이는반면, 이에반대되거나경쟁관계 에있는정당과정치인에대한선호를낮추는영향력을행사할것으로기대했다. 같은 맥락에서, 내집단대표성이명확하지않은신진인사나이질적인인물에대해서는지역 주의효과가명확하지않을것으로기대했다. 각변수의인과적경로상의영향력을측정할수있는 Miller 와 Shanks 의다단계설명 모델에기반하여지역주의의영향력에대한경험적분석을실시한결과두가지주목할 만한사실이드러났다. 첫째, 제 19대총선에서지역주의는적어도유권자의정당일체감 결정에일관되게통계적으로의미있는영향을미쳤다. 가시적총효과로보든직접효과 로보든영남을주성장지역으로꼽은유권자의새누리당일체감가능성을높이는반면 에호남을주성장지역으로생각하는유권자는이를낮추는것으로드러났다. 둘째, 이 같은지역주의는직접효과보다는정당일체감을통해궁극적으로정당및정치인선호에 영향을미치고있는것으로보인다. 정치적선호에대한지역주의의순효과가통계적으 로유의미하지않은경우에도지역주의에영향을받는것으로드러난정당일체감의순효 과는통계적으로의미있었을뿐만아니라그크기도상당했다. 개인수준의지역주의가정치적선호결정에있어서정당일체감을통해영향력을행사 한다는사실은거시적, 제도적접근에서지역주의의온존또는약화에있어서강조하는, 정당과선거의역할에대해중요한정치적함의를지닌다. 일반적으로개인의내집단선 호와외집단폄하라는근본적심리적동기의기반이되는범주적사고와고정관념에의 한인지는근절하기어려운것으로알려져있다. 그러나다른집단에대한편견에기초 가되는고정관념은이에반하는개인적믿음의계발에따라억제할수도있다 (Devine 1989). 따라서내집단을대표하거나옹호한다고알려져있는정당이이같은정보를적 극적으로이용하여특히선거공간에서유권자정당에대한고정관념을온존, 강화시키 는한내집단지역주의의영향력은약화되기어려울것으로보이지만, 정당이나정치인

24 24 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 으로하여금이같은정보의이용유인을낮추는제도적장치를마련한다면, 지역갈등의 기초로서내집단지역주의의과도한활성화를억제할수있을것이다. 야권의신진인사 와비주류인사의호오도에대한호남의순효과가통계적으로유의미하지않은것은이 같은함의를뒷받침한다. < 표 11> 다단계로짓모델: 지역주의와투표행태 종속변수 : 새누리당투표여부 연령 여성 영남 호남 교육수준 소득수준 새누리당 이데올로기 상수 Log Likelihood Chi-Square Psuedo R-Square N + p<0.10, * p<0.05, ** p<0.01 모델 ** (0.05) 0.25* (0.12) 0.77** (0.13) -2.40** (0.24) -2.00** (0.19) ,406 모델 ** (0.06) 0.19 (0.12) 0.77** (0.13) -2.42** (0.25) (0.11) (0.05) -1.64** (0.43) ,406 모델 ** (0.12) (0.24) (0.24) (0.47) (0.22) 0.05 (0.10) 5.81** (0.41) 0.21** (0.07) -4.38** (0.90) ,

25 지역주의와제 19대총선 ( 윤광일) 25 참고문헌 강명구 선거와지역갈등 - 구조화과정과지역적시민사회. 한국정치학회보 27집 2 호, 강명세 지역주의정치와한국정당체제의재편? 한국정당학회보 4권 2 호, 강원택 한국선거정치의변화와지속: 이념, 이슈, 캠페인과투표참여. 파주: 나남. 강원택 한국의선거정치: 이념, 지역, 세대와미디어. 서울: 푸른길. 강원택 한국에서정치균열구조의역사적기원: 립셋- 록칸모델의적용. 한국과국제정치 27집 3 호, 김만흠 한국정치의재인식 : 민주주의, 지역주의, 지방자치. 서울: 풀빛 김만흠 한국의정치균열에관한연구. 서울대학교대학원, 서울. 김만흠 지역균열의정당체제와선거제도개편: 개편논란과새로운대안. 21 세기정치학회보 20집 1 호, 김만흠 정치균열, 정당정치그리고지역주의. 한국정치학회보 28집 2 호, 김종철 김학민 이두엽 지역감정연구. 서울: 학민사. 김진국 지역감정의실상과그해소방안. 심리학에서본지역감정. 한국심리학회편. 서울: 성 원사. 김진하 한국지역주의의변화: 투표행태와정당을중심으로. 현대정치연구 3권 2 호, 김혜숙 지역간고정관념과편견의실상: 세대간전이가존재하는가? 심리학에서본지역감정. 한국심리학회편. 서울: 성원사. 나간채 지역( 민) 간의사회적거리감. 한국의지역주의와지역갈등. 한국사회학회편. 서울: 성 원사. 노병만 지역할거주의정치구조의형성과그원인분석: 지역감정 지역갈등개념을대신하여. 국정치학회보 32집 1 호, 문우진 지역본위투표와합리적선택이론 : 공간모형분석. 한국과국제정치 21권 3 호, 문용직 한국의정당과지역주의. 한국과국제정치 15권 1 호, 박상훈 만들어진현실: 한국의지역주의무엇이문제이고무엇이문제가아닌가. 서울: 후마니 타스. 박찬욱 지역균열의해소와균형정치 선거구제개편논의를중심으로. 한국정치연구 14집 2 호, 배규한 선거과정과지역감정. 한국의지역주의와지역갈등. 한국사회학회편. 서울: 성원사. 신광영 투표행위와지역주의. 한국의지역주의와지역갈등. 한국사회학회편. 서울: 성원사. 안신호 집단고정관념형성에있어서의감정과인지의효과. 심리학에서본지역감정. 한국 심리학회편. 서울: 성원사. 온만금 역대대통령선거결과에나타난지역주의추이와양상. 한국사회학 31 집겨울호, 이갑윤 한국의선거와지역주의. 서울: 오름. 이갑윤 지역주의의정치적정향과태도. 한국과국제정치 18권 2 호, 이갑윤 한국인의투표행태. 서울: 후마니타스. 이수원 집단간고정관념의형성과변화과정 심리학에서본지역감정. 한국심리학회편. 서울: 성원사. 한

26 26 大韓政治學會報 ( 第 20輯 2 號 ) 임성학 지역주의분열의완화가능성은? 변화하는한국유권자 4. 이내영 임성학공편. 서울: 동아시아연구원. 조기숙 지역주의선거와합리적유권자. 서울: 나남. 조성대 균열구조와정당체계 : 지역주의, 이념, 그리고 2007 년한국대통령선거 현대정치연구 1집 1 호, 차종천 지역주의적선거와유권자 : 제 13 대대통령선거후보지지에대한로짓분석. 한국사회 학 22 집겨울호, 최영진 한국지역주의논의의재검토 : 정치적정체성개념과동기부여구조를중심으로. 한국정 치학회보 33집 2 호, 최장집 민중에서시민으로 - 한국민주주의를이해하는하나의방법. 서울: 돌베게. 최장집 한국민주주의이론. 서울: 한길사. 최장집 지역감정의지배이데올로기적기능. 지역감정연구. 김학민 이두엽공편. 서울: 학민사. 최준영 김순흥 지역간거리감을통해서본지역주의의실상과문제점. 사회연구 1 호, 한국사회학회 한국의지역주의와지역갈등. 서울: 성원사. 한국심리학회 심리학에서본지역감정 : 지역간고정관념과그해소방안. 서울: 성원사. Campbell, Angus, Philip E. Converse, Warren E. Miller, and Donald E. Stokes. 1960/1980. The American Voter. New York: John Wiley & Sons. Devine, Patricia G Stereotypes and Prejudice: Their Automatic and Controlled Components. Journal of Personality and Social Psychology 56:5-18. Duckitt, John Prejudice and Intergroup Hostility. In Oxford Handbook of Political Psychology. eds. Sears, David O., Leonie Huddy, and Robert Jervis. New York: Oxford University Press. Miller, Warren E., and J. Merrill Shanks The New American Voter. Cambridge, Mass.: Harvard University Press. Kinder, Donald R., and Cindy D. Kam Us Against Them: Ethnocentric Foundations of American Opinion. Chicago: University of Chicago Press. Kinder, Donald R. and David O. Sears Prejudice and Politics: Symbolic racism versus racial threat to the Good Life. Journal of Personality and Social Psychology 40: Rae, Douglas W., and Michael Taylor The Analysis of Political Cleavages. New Haven: Yale University Press. Tajfel, Henri Experiments in Intergroup Discrimination. Scientific American 223: Tajfel, Henri and Turner, J. C An Integrative Theory of Intergroup Conflict. In W. G. Austin & S. Worchel. eds. The Social Psychology of Intergroup Relations Monterey, CA: Brooks/Cole. VandenBos, Gary R., and American Psychological Association APA Dictionary of Psychology. 13) Washington, DC: American Psychological Association. 논문투고일 : 2012 년 9월 10 일 / 논문심사완료일 : 2012 년 10월 19 일 / 게재확정일 : 2012 년 10월 25일