1. 서론

 

한국 유권자의 정치 양극화는 심화하고 있는가? 정치 양극화는 한국 유권자의 투표 선택에 어떠한 영향을 미치는가? 유권자의 정치 양극화는 한국 민주주의의 발전에 어떠한 함의를 가지는가? 이 연구는 이상의 세 가지 질문에 답하기 위한 하나의 시도이다.

 

유권자의 정치 양극화는 ‘이념 양극화(ideological polarization)’ 및 ‘감정 양극화(affective polarization)’의 두 차원으로 나눌 수 있고 전자는 민주주의의 발전에 건설적(constructive) 효과를 후자는 민주주의의 발전에 파괴적(destructive) 효과를 가진다고 제시한다. 유권자의 정치 양극화는 한편으로 유권자의 ‘진영 간 이질성(inter-camp heterogeneity)’이 높아지는 ‘당파 분열(partisan divergence)’ 현상으로 이해하는 방법이 있고, 다른 한편으로 유권자의 ‘진영 내 동질성(intra-camp homogeneity)’이 높아지는 ‘당파 정렬(partisan sorting)’ 현상으로 이해하는 방법이 있다. 이념적 당파 분열 혹은 당파 정렬에 기초한 유권자의 투표 선택은 ‘민주주의 발전(democratic development)’으로 이어질 수 있지만 감정적 당파 분열 혹은 당파 정렬에 기초한 유권자의 투표 선택은 ‘민주주의 퇴행(democratic backsliding)’으로 이어질 수 있다고 주장한다.

 

이 연구는 2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 패널 조사 결과를 경험적 대상으로 하여 유권자 정치 양극화가 민주주의 발전 및 투표 선택에 미친 영향과 관련한 이론적 가설을 검증한다. 두 번째 절에서 이념 및 감정 양극화 그리고 당파 분열 및 당파 정렬과 관련한 개념적 논의를 전개하고 유권자 정치 양극화가 민주주의의 발전 및 투표 선택에 미치는 영향과 관련한 이론적 가설을 제시한다. 세 번째 절에서는 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열의 진전 그리고 이념적 및 감정적 당파 정렬의 진전을 기술하고, 유권자의 정치 양극화가 투표 선택에 미친 영향과 관련한 통계 분석을 보고하며, 한국 민주주의의 발전과 관련한 함의를 정리한다. 그 결과 지난 10년 동안 한국 유권자의 투표 선택을 좌우한 정치적 요인이 이념적 당파 정렬에서 감정적 당파 정렬로 전환했다는 사실을 밝히며, 이론적 논의 및 경험적 발견을 요약한다.

 

2. 이론적 가설: 유권자 정치 양극화, 민주주의의 질, 투표 선택

 

이 절에서는 유권자의 정치 양극화가 거시적 차원에서 민주주의 발전에 미치는 영향 및 미시적 차원에서 투표 선택에 미치는 영향과 관련한 이론적 가설을 제시한다. 유권자 정치 양극화는 그 내용에서 이념 양극화 및 감정 양극화의 두 차원으로 나눌 수 있다(Mason, 2018). 첫째, 이념 양극화는 진보 가치에 대한 동의를 한 극단으로 하고 보수 가치에 대한 동의를 다른 한 극단으로 하는 1차원 공간에서 두 진영으로 갈라진 유권자가 서로 반대 방향으로 이동하는 양상을 의미한다(Levendusky and Pope. 2011). 둘째, 감정 양극화는 진보 정당에 대한 반감을 한 극단으로 하고 보수 정당에 대한 반감을 다른 한 극단으로 하는 1차원 공간에서 두 진영으로 갈라진 유권자가 서로 반대 방향으로 이동하는 양상을 의미한다(Druckman et al., Forthcoming).

 

유권자 정치 양극화가 민주주의의 질에 미치는 영향은 그 내용적 성격에 따라 상이할 수 있다(Stavrakakis, 2018). 첫째, 이념 양극화의 진전은 정당 경쟁이 유권자에게 선명한 선택지를 제공하고 정당 정책의 차이를 확인 가능하도록 만드는 정치 과정의 귀결로 발생하며 그 결과 민주주의의 발전에 기여하는 건설적 효과를 가질 수 있다(McCoy and Somer, 2019). 둘째, 감정 양극화의 진전은 정당 경쟁이 유권자에게 적대 진영 사이의 전장(戰場)으로 비춰져 상대 진영을 실존 위협으로 느껴지도록 만드는 정치 과정의 귀결로 발생하며 그 결과 민주주의의 발전에 역행하는 파괴적 효과를 가질 수 있다(Somer, McCoy, and Luke, 2021).

 

[표 1] 이념 양극화, 감정 양극화, 민주주의의 질

 

[표 1]은 유권자 이념 양극화 및 감정 양극화와 민주주의의 질 사이의 관계를 유형화한 결과이다. (1) 이념 양극화의 수준이 높고 감정 양극화의 수준이 낮으면 전자의 효과가 후자의 효과를 상쇄하여 ‘민주주의 발전’에 기여할 수 있다. (2) 이념 양극화의 수준이 낮고 감정 양극화의 수준이 낮으면 전자의 효과 및 후자의 효과가 상호 상쇄 작용하여 ‘민주주의 정체(democratic stagnation)’ 위험이 발생할 수 있다. (3) 이념적 양극화의 수준이 낮고 감정 양극화의 수준이 높으면 전자의 효과를 후자의 효과가 상쇄하여 ‘민주주의 퇴행’ 위험이 발생할 수 있다. (4) 이념적 양극화의 수준이 높고 감정 양극화의 수준이 높으면 전자의 효과와 후자의 효과가 상호 상승 작용하여 ‘민주주의 붕괴(democratic breakdown)’ 위험이 발생할 수 있다.

 

정치 양극화를 이해하는 포착하는 방법에는 그것을 당파 분열 현상으로 이해하는 방법과 그것을 당파 정렬 현상으로 이해하는 방법이 있다(Lelkes, 2016). 첫째, 당파 분열은 이념 혹은 감정 차원에서 두 개로 갈라진 진영 간 이질성이 높아지는 현상을 의미한다. 이념적 당파 분열은 진보 가치에 동의하면서 진보 정당을 지지하는 유권자 진영과 보수 가치에 동의하면서 보수 정당을 지지하는 유권자 진영 사이 정책적 차이가 커지는 현상이다. 감정적 당파 분열은 보수 정당에 반감을 가지면서 진보 정당을 지지하는 유권자 진영과 진보 정당에 반감을 가지면서 보수 정당을 지지하는 유권자 진영 사이 정서적 차이가 커지는 현상이다(Fiorina, 2017). 둘째, 당파 정렬은 이념 혹은 감정 차원에서 두 개로 갈라진 진영 내 동질성이 높아지는 현상을 의미한다. 이념적 당파 정렬은 진보(보수) 정당을 지지하는 유권자 진영의 구성에서 진보(보수) 가치에 동의하는 유권자 비율이 증가하는 현상이다. 감정적 당파 정렬은 진보(보수) 정당을 지지하는 유권자 진영의 구성에서 보수(진보) 정당에 반감을 가지는 유권자 비율이 증가하는 현상이다(Levendusky, 2009).

 

[표 2] 당파 분열, 당파 정렬, 투표 선택

 

[표 2]는 유권자 당파 분열 및 당파 정렬과 투표 선택 사이의 관계를 유형화한 결과이다. (1) 당파 분열 정도가 높고 당파 정렬 정도가 낮으면 유권자가 전자의 효과 때문에 유권자가 당파 투표에 나설 확률이 높아진다. (2) 당파 분열 정도가 낮고 당파 정렬 정도가 낮으면 전자의 효과 및 후자의 효과가 상호 상쇄 작용하여 유권자가 당파 투표에 나설 확률이 낮아진다. (3) 당파 분열 정도가 낮고 당파 정렬 정도가 높으면 후자의 효과 때문에 유권자가 당파 투표에 나설 확률이 높아진다. (4) 당파 분열 정도가 높고 당파 정렬 정도가 높으면 전자의 효과와 후자의 효과가 상호 상승 작용하여 유권자가 당파 투표에 나설 확률이 높아진다.

 

이상의 논의를 정리하면 다음과 같이 관측 가능한 함의를 도출할 수 있다. (1) 이념적 당파 분열 정도가 높아지면 유권자의 당파 투표 확률이 커지고 그 결과 민주주의 발전에 긍정적인 영향이 발생할 것이다. (2) 감정적 당파 분열 정도가 높아지면 유권자의 당파 투표 확률이 커지고 그 결과 민주주의 발전에 부정적인 영향이 발생할 것이다. (3) 이념적 당파 정렬 정도가 높아지면 유권자의 당파 투표 확률이 커지고 그 결과 민주주의 발전에 긍정적인 영향이 발생할 것이다.（４）감정적 당파 정렬 정도가 높아지면 유권자의 당파 투표 확률이 커지고 그 결과 민주주의 발전에 부정적인 영향이 발생할 것이다.

 

3. 경험적 검증: 2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 패널 조사 결과 비교

 

이 절에서는 2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 패널 조사 결과를 경험적 대상으로 하여 유권자 정치 양극화가 민주주의 발전 및 투표 선택에 미친 영향과 관련한 이론적 가설을 검증한다.[1]

 

[그림 1] 한국 대통령 선거 결과, 1963년-2022년[2]

출처: 중앙선거관리위원회 선거통계시스템 http://info.nec.go.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

 

[그림 1]은 ‘양당 경합도’를 횡축으로, ‘양당 동원도’를 종축으로, 각각 삼아 1963년부터 2022년까지 대통령 선거 결과를 산점도로 도해한 것이다. ‘양당 경합도’는 상위 두 정당의 득표율 차이의 반전 값을, ‘선거 동원도’는 상위 두 정당의 득표율 합계 값을, 각각 뜻한다. 상하를 잇는 실선으로 표시한 ‘양당 경합도’ 중윗값 오른쪽에 위치한 관측점은 ‘초경합(hyper-contestation)’ 양당 경쟁을, 좌우를 잇는 실선으로 표시한 ‘양당 동원도’ 중윗값 위쪽에 위치한 관측점은 ‘초동원(hyper-mobilization)’ 양당 경쟁을 각각 나타낸다. ‘양당 경합도’ 0.007 및 ‘양당 동원도’ 0.955를 기록한 2022년 선거와 비교 가능한 관측점은 ‘양당 경합도’ 0.035 및 ‘양당 동원도’ 0.996을 기록한 2012년 선거 및 ‘양당 경합도’ 0.023 및 ‘양당 동원도’ 0.946을 기록한 2002년 선거가 있다. 아래에서는 세 관측점 가운데 2012년 및 2022년 대통령 선거 패널 조사 결과를 비교하도록 한다.[3]

 

① 한국 유권자의 당파 분열

 

이념적 혹은 감정적 당파 분열을 다음의 세 가지 방법으로 측정한다. 첫째, 유권자 이념 혹은 감정 분포의 커널 밀도 추정(kernel density estimate)을 도해한다. 정밀도가 높지 않지만 직관적 판단을 가능하게 하는 유권자 이념 혹은 감정 분포의 가시화이다. 둘째, 유권자 이념 혹은 감정 분포의 쌍봉도 계수(bimodality coefficient)를 계산한다.[4]

 

쌍봉도 계수 1은 완전한 쌍봉 분포를, 0은 완전한 단봉 분포를 각각 의미한다. 쌍봉도 계수가 0.55를 넘어서면 유권자 이념 혹은 감정 분포가 양극화한 것으로 판단한다. 셋째, 진보 가치에 동의하면서 진보 정당을 지지하는 유권자 진영과 보수 가치에 동의하면서 보수 정당을 지지하는 유권자 진영 사이 이념 평균 차이, 혹은 보수 정당에 반감을 가지면서 진보 정당을 지지하는 유권자 진영과 진보 정당에 반감을 가지면서 보수 정당을 지지하는 유권자 진영 사이 감정 평균 차이를 측정한다. 두 진영 사이 점수 차이로 이념적 혹은 감정적 당파 분열의 정도를 가늠한다.

 

[그림 2]는 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열을 커널 밀도 추정으로 도해하여 비교한 결과이다. 왼쪽의 이념적 당파 분열의 횡축에서 0은 진보 가치에 대한 동의 최댓값을, 10은 보수 가치에 대한 동의 최댓값을 각각 나타낸다. 오른쪽의 감정적 당파 분열의 횡축에서 0은 보수 정당에 대한 반감 최댓값을, 10은 진보 정당에 대한 반감의 최댓값을 각각 나타낸다. 0은 보수 정당 호감 점수(0-10)에서 진보 정당 호감 점수(0-10)를 감산하여 얻은 ‘당파적 감정 점수(-10-10)’를 0-10으로 치환했다.

 

[그림 2] 2012년 및 2022년 한국 유권자 당파 분열: 커널 밀도 추정[5]

출처: 이념적 당파 분열: 동아시아연구원 2012년 총선 대선 패널 제7차 조사 1번 배경 문항 1 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 제2차 조사 6번 배경문항. 감정적 당파 분열: 동아시아연구원 2012년 총선 대선 패널 제7차 조사 6-1-3번 문항과 6-1-4번 문항 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 제2차 조사 9-1번과 9-2번 문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

 

이념적 당파 분열은 2012년과 비교해 2022년 진보 성향 유권자가 약간 증가했고, 중도 성향 유권자는 감소했으며, 보수 성향 유권자가 약간 감소한 것으로 보인다. 감정적 당파 분열은 2012년과 비교해 2022년 보수 반감 유권자가 약간 증가했고, 중립 감정 유권자는 크게 감소했으며, 진보 반감 유권자가 약간 증가한 것으로 보인다. 지난 10년 동안 감정적 당파 분열 및 이념적 당파 분열이 진전했다는 사실을 확인할 수 있지만, 두 차원의 당파 분열 모두 쌍봉 분포보다는 단봉 분포에 가깝다는 점을 부인하기 어렵다. 시각적으로 확인한 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열은 양극화 현상과는 거리가 멀어 보인다.

 

[표 3] 2012년 및 2022년 한국 유권자 당파 분열: 쌍봉도 계수[6]

 

[표 3]은 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열을 쌍봉도 계수를 계산하여 비교한 결과이다. 이념적 당파 분열 쌍봉도 계수는 2012년 0.336에서 2022년 0.418로 0.082 증가했고 감정적 당파 분열 쌍봉도 계수는 2012년 0.345에서 2022년 0.372로 0.027 증가했지만 쌍봉 분포 역치(閾値)에 해당하는 0.55에는 미치지 못한다. 기술 통계적으로 확인한 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열은 양극화 현상과는 거리가 있어 보인다.

 

[표 4] 2012년 및 2022년 한국 유권자 당파 분열: 평균 차이[7]

출처: 정당 지지: 동아시아연구원 2012년 총선 대선 패널 제6차 조사 7번 문항 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 제1차 조사 9번 문항. 나머지는 [그림 2]와 동일하다. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

 

[표 4]는 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열을 진보 정당 지지 유권자 및 보수 정당 지지 유권자의 이념 및 감정 평균 차이를 비교한 결과이다. 첫째, 진보 정당 지지 유권자의 이념 평균은 2012년 4.5에서 2022년 3.8로 0.7 좌측으로 이동한 반면 보수 정당 지지 유권자의 이념성향 평균은 2012년 7.0에서 2022년 6.9로 0.1 좌측으로 이동했다. 진보 정당 지지 유권자 및 보수 정당 지지 유권자의 이념 평균 차이는 2012년 2.5에서 2022년 3.1로 0.6 증가했다. 둘째, 진보 정당 지지 유권자의 감정 평균은 2012년 3.4에서 2022년 2.4로 1.0 좌측으로 이동한 반면 보수 정당 지지 유권자의 감정 평균은 2012년 6.8에서 2022년 7.7로 0.9 우측으로 이동했다. 진보 정당 지지 유권자 및 보수 정당 지지의 감정 평균 차이는 2012년 3.4에서 2022년 5.3으로 1.9 증가했다. 셋째, 무당파 유권자의 비율이 이념적 당파 분열의 경우 2012년 35.8%에서 2022년 34.3%로 1.5%p 줄었고, 감정적 당파 분열의 경우 2012년 35.3%에서 2022년 33.9%로 1.4%p 줄었지만, 전체 유권자의 3할을 넘는 무당파의 존재 때문에 유권자 정당 지지 분포가 쌍봉 분포에 근접하지 않는다. 진보 정당 지지 유권자 및 보수 정당 지지 유권자의 이념 혹은 감정 평균 차이 증가만으로 이념적 혹은 감정적 당파 분열을 양극화 현상이라고 판단하는 일이 섣부를 수 있는 이유이다.[8]

 

② 한국 유권자의 당파 정렬

 

이념적 혹은 감정적 당파 정렬을 다음의 세 가지 방법으로 측정한다. 첫째, 진보 정당 지지 유권자 진영 혹은 보수 정당 지지 유권자 진영의 이념 혹은 감정 분포의 커널 밀도 추정을 도해한다. 정밀도가 높지 않지만 직관적 판단을 가능하게 하는 진영 유권자 이념 혹은 감정 분포의 가시화이다. 둘째, 진영 유권자 이념 혹은 감정 분포의 중첩도 계수(overlapping coefficient)를 계산한다.[9]

 

중첩도 계수 1은 두 진영 분포의 완전한 중첩을, 0은 완전한 분리를 각각 의미한다. 셋째, 진보 정당을 지지하는 유권자 진영의 이념적 혹은 감정적 구성과 보수 정당을 지지하는 유권자 진영의 이념적 혹은 감정적 구성을 비교한다. 진보 가치에 동의하는 유권자 혹은 보수 정당에 반감을 가진 유권자가 진보 정당 지지 유권자에서 차지하는 비율 및 보수 가치에 동의하는 유권자 혹은 진보 정당에 반감을 가진 유권자가 보수 정당 지지 유권자에서 차지하는 비율의 증감으로 이념적 혹은 감정적 당파 정렬의 정도를 가늠한다.

 

[그림 3]은 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 정렬을 커널 밀도 추정으로 도해하여 비교한 결과이다. 상단의 이념적 당파 정렬의 횡축에서 0은 진보 가치에 대한 동의 최댓값을, 10은 보수 가치에 대한 동의 최댓값을 각각 나타낸다. 하단의 감정적 당파 정렬의 횡축에서 0은 보수 정당에 대한 반감 최댓값을, 10은 진보 정당에 대한 반감의 최댓값을 각각 나타낸다.

 

이념적 당파 정렬은 2012년과 비교해 2022년 진보 정당 지지 유권자 구성에서 진보 성향 유권자 비율이 증가한 반면 중도 및 보수 성향 유권자 비율은 감소한 것으로 보인다. 보수 정당 지지 유권자 구성에서 보수 성향 유권자 비율은 크게 변화하지 않은 반면 중도 성향 유권자 비율은 증가했고 진보 성향 유권자 비율은 감소한 것으로 보인다. 진영 유권자 구성 변화에도 불구하고 진보 정당 지지 유권자 분포와 보수 정당 지지 유권자 분포 사이에 상당한 규모의 중첩을 관측할 수 있다는 점에서 지난 10년 동안 이념적 당파 정렬이 크게 진전했다고 말하기는 어려워 보인다.

 

감정적 당파 분열은 2012년과 비교해 2022년 진보 정당 지지 유권자 구성에서 보수 반감 유권자의 비율이 크게 증가한 반면 감정 중립 및 진보 반감 유권자의 비율은 크게 감소한 것으로 보인다. 보수 정당 지지 유권자 구성에서 진보 반감 유권자의 비율은 크게 증가한 반면 중립 감정 및 보수 반감 유권자의 비율은 크게 감소한 것으로 보인다. 진영 유권자 구성 변화 때문에 진보 정당 지지 유권자 분포와 보수 정당 지지 유권자 분포 사이에 중첩 규모의 축소를 관측할 수 있다는 점에서 지난 10년 동안 감정적 당파 정렬이 크게 진전했다는 말하는 것이 무난해 보인다. 시각적으로 확인한 한국 유권자의 이념적 당파 정렬은 양극화 현상과는 거리가 있어 보이지만 한국 유권자의 감정적 당파 정렬은 양극화 현상에 근접하고 있다는 평가가 가능하다.

 

[그림 3] 2012년 및 2022년 한국 유권자 당파 정렬: 커널 밀도 추정[10]

 

[표 5]는 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 정렬을 중첩도 계수를 계산하여 비교한 결과이다. 이념적 당파 정렬 중첩도 계수는 2012년 0.534에서 2022년 0.438로 0.096 감소했지만 그 결과를 양극화 현상이라고 부르기에는 진영 유권자 분포 사이 중복 규모가 상대적으로 크다는 점을 부인하기 어렵다. 감정적 당파 정렬 중첩도 계수는 2012년 0.245에서 2022년 0.096로 0.149 감소하면서 진영 유권자 분포 사이 중복 규모가 상대적으로 매우 작아졌다는 점에서 그 결과를 양극화 현상이라고 부르는 것이 어색하지 않아 보인다. 기술 통계적으로 확인한 한국 유권자의 이념적 당파 정렬은 양극화 현상과는 거리가 있어 보이지만 감정적 당파 정렬은 사실상 양극화 현상에 근접했다고 평가하는 일이 무난해 보인다.

 

[표 5] 2012년 및 2022년 한국 유권자 당파 정렬: 중첩도 계수[11]

 

[표 6] 2012년 및 2022년 한국 유권자 이념적 및 감정적 당파 정렬: 비율 차이[12]

 

[표 6]은 2012년 및 2022년 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 정렬을 진보 정당을 지지하는 유권자 진영의 이념적 혹은 감정적 구성과 보수 정당을 지지하는 유권자 진영의 이념적 혹은 감정적 구성을 비교한 결과이다. 진보 가치에 동의하는 유권자 혹은 보수 정당에 반감을 가진 유권자가 진보 정당 지지 유권자에서 차지하는 비율 및 보수 가치에 동의하는 유권자 혹은 진보 정당에 반감을 가진 유권자가 보수 정당 지지 유권자에서 차지하는 비율의 증감으로 이념적 혹은 감정적 당파 정렬의 정도를 가늠한다.

 

이념적 당파 정렬을 보면 첫째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 진보 성향 유권자의 비율은 2012년 40.5%에서 2022년 51.7%로 11.2%p 증가한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 보수 성향 유권자 비율은 2012년 70.9%에서 2022년 67.1%로 3.8%p 감소했다. 둘째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 보수 성향 유권자 비율은 2012년 20.4%에서 2022년 12.8%로 7.6%p 감소한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 진보 성향 유권자 비율은 2012년 5.5%에서 2022년 2.5%로 3.0%p 감소했다. 셋째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 중도 성향 유권자 비율은 2012년 39.1%에서 2022년 35.5%로 3.6%p 감소한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 중도 성향 유권자 비율은 2012년 23.6%에서 2022년 30.5%로 6.9%p 늘었다. 진보 정당 지지 유권자 진영에서 진보 성향 유권자의 비율이 늘어나고 중도 및 보수 성향 유권자의 비율이 줄어들어 이념적 당파 정렬 강도에 일관 상승효과가 있었던 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 진보 성향 유권자의 비율이 줄었지만 중도 성향 유권자의 비율이 늘고 보수 성향 유권자의 비율은 줄어 이념적 당파 정렬 강도에 일관 상승효과가 있었던 것은 아니었다.

 

감정적 당파 정렬을 보면 첫째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 보수 반감 유권자의 비율은 43.3%에서 2022년 71.8%로 28.5%p 증가한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 진보 반감 유권자의 비율은 2012년 44.6%에서 2022년 73.0%로 28.4%p 증가했다. 둘째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 진보 반감 비율은 2012년 2.4%에서 2022년 0.3%로 2.1%p 감소한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 보수 반감 유권자 비율은 2012년 0.2%에서 2022년 0.6%로 0.4%p 증가했다. 셋째, 진보 정당 지지 유권자 진영에서 중립 감정 유권자의 비율은 2012년 54.4%에서 2022년 27.9%로 26.5%p 감소한 반면 보수 정당 지지 유권자 진영에서 중립 감정 유권자 비율은 2012년 55.2%에서 2022년 26.4%로 28.8%p 감소했다. 진보 정당 지지 유권자 진영에서 보수 반감 유권자 비율이 크게 늘어나고 감정 중립 유권자의 비율이 크게 줄어들어 감정적 당파 정렬 강도에 일관 상승효과를 관측할 수 있었다. 보수 정당 지지 유권자 진영에서 진보 반감 유권자 비율이 크게 늘어나고 감정 중립 유권자의 비율이 크게 줄어들어 감정적 당파 정렬 강도에 일관 상승효과를 관측할 수 있었다. 지난 10년 동안 감정적 당파 정렬이 크게 진전했고 그 결과를 양극화 현상이라고 부르기에는 손색이 없어 보인다.

 

요컨대 지난 10년 사이 한국 유권자의 당파 분열 및 당파 정렬은 이념적 및 감정적 차원 모두 진전했다. 그럼에도 불구하고 유권자 정당 지지 분포가 쌍봉 분포의 모습과는 거리가 있다는 점에서 어느 쪽도 양극화 현상이라고 부르기는 어려워 보인다. 이념적 당파 정렬의 정도는 진영 유권자 분포 사이 중첩이 아직은 상당한 규모라는 점에서 양극화 현상이라 부르기 어렵지만, 감정적 당파 정렬의 정도는 진영 유권자 분포 사이 중첩이 거의 소멸했다는 점에서 양극화 현상이라 부르기에 무리가 없어 보인다.

 

③ 한국 유권자의 정치 양극화와 투표 선택

 

2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 패널 조사 결과를 경험적 대상으로 하여 유권자 당파 정렬이 실제로 투표 선택에 영향을 미쳤는지를 통계적으로 검증해보았다. 유권자의 투표 선택을 종속 변수로 삼아 2012년 통합민주당 문재인 후보 선택 모형, 2012년 새누리당 박근혜 후보 선택 모형, 2022년 민주당 이재명 후보 선택 모형, 2022년 국민의 힘 윤석열 후보 선택 모형 등 4개의 로지스틱(logistic) 다중회귀분석을 시도하였다. 각 후보를 선택했으면 1, 선택하지 않았다면 0으로 종속 변수 값을 부여했다.[13]

 

이념적 당파 정렬은 진보 정당 지지 유권자 가운데 이념 성향 점수 0 이상 4 이하에 해당하면 -4, 5에 해당하면 -3, 6 이상 10 이하에 해당하면 -2, 무당파 유권자 가운데 이념 성향 점수 0 이상 4 이하에 해당하면 -1, 5에 해당하면 0, 6 이상 10 이하에 해당하면 1, 보수 정당 지지 유권자 가운데 0 이상 4 이하에 해당하면 2, 5에 해당하면 3, 6 이상 10 이하에 해당하면 4로 각각 설명 변수값을 부여했다.[14]진보 정당 지지와 진보 가치 동의 사이 연동(alignment) 수준이 높을수록 음(陰)의 값이 커지고, 보수 정당 지지와 보수 가치 동의 사이 연동 수준이 높을수록 양(陽)의 값이 커진다.

 

감정적 당파 정렬은 진보 정당 지지 유권자 가운데 당파적 감정 점수 -10 이상 -4 이하에 해당하면 -4, -3 이상 3 이하에 해당하면 -3, 4 이상 10 이하에 해당하면 -2, 무당파 유권자 가운데 당파적 감정 점수 -10 이상 -4 이하에 해당하면 -1, -3 이상 3 이하에 해당하면 0, 4 이상 10 이하에 해당하면 1, 보수 정당 지지 유권자 가운데 -10 이상 -4 이하에 해당하면 2, -3 이상 3 이하에 해당하면 3, 4 이상 10 이하에 해당하면 4로 각각 설명 변수값을 부여했다.[15]진보 정당 지지와 보수 정당 반감 사이 연동 수준이 높을수록 음의 값이 커지고, 보수 정당 지지와 진보 정당 반감 사이 연동 수준이 높을수록 양의 값이 커진다.

 

통제 변수는 다음과 같다. 첫째, 세대 변수는 30대 미만 유권자, 30대 유권자, 40대 유권자, 50대 유권자, 60대 이상 유권자를 각각 가(假)변수로 조작하여 각 세대에 해당하면 1, 해당하지 않는다면 0으로 변수값을 부여했다.[16] 참조 범주는 60대 이상 유권자이다. 둘째, 지역 변수는 서울 권역 유권자, 인천·경기 권역 유권자, 대전·충북·충남(2012년) 혹은 대전·세종·충청(2022년) 권역 유권자, 광주·전북·전남 권역 유권자, 대구·경북 권역 유권자, 부산·울산·경남 권역 유권자, 강원·제주 권역 유권자를 각각 가변수로 조작하여 각 권역에 해당하면 1, 해당하지 않는다면 0으로 변수값을 부여했다.[17] 참조 범주는 대구·경북 권역 유권자이다. 넷째, 성별 변수는 남성이면 1, 여성이면 0으로 변수값을 부여했다.[18]다섯째, 학력 변수는 고등학교 졸업 이하이면 1, 대학교 재학 이상이면 0으로 변수값을 부여했다.[19] 여섯째, 가구소득 변수는 2012년의 경우 100만원 이하이면 1, 100만원 이상 200만원 미만이면 2, 200만원 이상 400만원 미만이면 3, 400만원 이상 500만원 미만이면 4, 500만원 이상 700만원 이하이면 5, 700만원 이상이면 6으로 각각 변수 값을 부여했고, 2022년의 경우 200만원 미만이면 1, 200만원 이상 300만원 미만이면 2, 300만원 이상 400만원 미만이면 3, 400만원 이상 500만원 미만이면 4, 500만원 이상 600만원 미만이면 5, 600만원 이상 700만원 미만이면 6, 700만원 이상이면 7로 각각 변수 값을 부여했다.[20] [표 7]과 [표 8]은 각각 2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형의 기술통계를 요약한 것이다.

 

[표 7] 2012년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 기술통계 요약

관측 수: 1,122.

 

[표 8] 2022년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 기술통계 요약

관측 수: 916.

 

[그림 4] 2012년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 회귀분석 결과[21]

 

[그림 4]는 2012년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 회귀분석 결과이다. 좌측의 문재인 후보 선택 모형에서는 첫째, 이념적 당파 정렬이 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를, 감정적 당파 정렬이 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를 각각 나타냈다. 승산비(odds ratio)로 해석하면, 이념 점수가 1 증가할 때 문재인 후보에게 투표할 확률이 약 40% 낮아지고, 감정 점수가 1 증가할 때 문재인 후보에게 투표할 확률이 약 25% 낮아진다고 볼 수 있다. 둘째, 60대 이상 유권자와 비교하여 30대 미만 유권자는 0.01 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를, 30대 유권자 및 40대 유권자는 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 각각 나타냈다. 승산비로 해석하면, 60대 이상 유권자를 기준으로 30대 미만 유권자가 문재인 후보에게 투표할 확률이 약 2.8배 높아지고, 30대 유권자 및 40대 유권자는 약 2.0배 높아진다고 볼 수 있다. 50대 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 셋째, 대구·경북 권역 유권자와 비교하여 대전·충북·충남 권역 유권자는 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를, 광주·전북·전남 권역 유권자는 0.01 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 각각 나타냈다. 승산비로 해석하면, 대구·경북 권역 유권자를 기준으로 대전·충북·충남 권역 유권자가 문재인 후보에게 투표할 확률이 약 2.4배 높아지고, 광주·전북·전남 권역 유권자가 문재인 후보에게 투표할 확률이 약 3.7배 높아진다고 볼 수 있다. 그 밖의 지역 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 성별, 학력, 가구 소득 변수의 결과는 통계적으로 유의하지 않았다.

 

우측의 박근혜 선택 모형에서는 첫째, 이념적 당파 정렬이 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 나타냈지만, 감정적 당파 정렬은 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 승산비로 해석하면, 이념 점수가 1 증가할 때 박근혜 후보에게 투표할 확률이 약 1.7배 높아진다고 볼 수 있다. 둘째, 60대 이상 유권자와 비교하여 30대 미만 유권자 및 30대 유권자는 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를, 40대 유권자는 0.01 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를 각각 나타냈다. 승산비로 해석하면, 60대 이상 유권자를 기준으로 박근혜 후보에게 투표할 확률이 30대 미만 유권자의 경우 약 78%, 30대 유권자의 경우 약 70%, 40대 유권자의 경우 약 65% 낮아진다고 볼 수 있다. 50대 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 셋째, 대구·경북 권역 유권자와 비교하여 대전·충북·충남 권역 유권자는 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를, 광주·전북·전남 권역 유권자는 0.01 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를 각각 나타냈다. 승산비로 해석하면, 대구·경북 권역 유권자를 기준으로 대전·충북·충남 권역 유권자가 박근혜 후보에게 투표할 확률이 약 63% 낮아지고, 광주·전북·전남 권역 유권자가 박근혜 후보에게 투표할 확률이 약 74% 낮아진다고 볼 수 있다. 그 밖의 지역 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 성별, 학력, 가구 소득 변수의 결과는 통계적으로 유의하지 않았다.

 

[그림 5] 2022년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 회귀분석 결과[22]

 

[그림 5]는 2022년 한국 대통령 선거 후보 선택 모형 회귀분석 결과이다. 좌측의 이재명 후보 선택 모형에서는 첫째, 이념적 당파 정렬이 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났고, 감정적 당파 정렬이 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를 나타냈다. 승산비로 해석하면, 감정 점수가 1 증가할 때 이재명 후보에게 투표할 확률이 약 58% 낮아진다고 볼 수 있다. 둘째, 60대 이상 유권자와 비교하여 30대 미만 유권자는 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 나타냈다. 승산비로 해석하면, 60대 이상 유권자를 기준으로 30대 미만 유권자가 이재명 후보에게 투표할 확률이 약 2.1배 높아진다고 볼 수 있다. 그 밖의 세대 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 셋째, 대구·경북 권역 유권자와 비교하여 광주·전북·전남 권역 유권자는 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를, 강원·제주 권역 유권자는 0.01 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 각각 나타냈다. 승산비로 해석하면, 대구·경북 권역 유권자를 기준으로 광주·전북·전남 권역 유권자가 이재명 후보에게 투표할 확률이 약 3.3배 높아지고, 강원·제주 권역 유권자가 이재명 후보에게 투표할 확률이 약 5.4배 높아진다고 볼 수 있다. 그 밖의 지역 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 넷째, 가구소득이 0.05 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 나타냈다. 승산비로 해석하면, 가구소득 점수가 1 증가할 때 이재명 후보에게 투표할 확률이 약 10% 증가한다고 볼 수 있다. 성별 및 학력 변수의 결과는 통계적으로 유의하지 않았다.

 

우측의 윤석열 선택 모형에서는 첫째, 이념적 당파 정렬이 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났고, 감정적 당파 정렬이 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 양의 효과를 나타냈다. 승산비로 해석하면, 감정 점수가 1 증가할 때 윤석열 후보에게 투표할 확률이 약 2.9배 높아진다고 볼 수 있다. 둘째, 60대 이상 유권자와 비교하여 30대 미만 유권자는 0.001 수준에서 통계적으로 유의한 음의 효과를 나타냈다. 승산비로 해석하면, 60대 이상 유권자를 기준으로 30대 미만 유권자가 윤석열 후보에게 투표할 확률이 약 79% 낮아진다고 볼 수 있다. 그 밖의 세대 유권자의 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 드러났다. 셋째, 대구·경북 권역 유권자와 비교하여 통계적으로 유의한 효과를 나타낸 지역 유권자는 없는 것으로 드러났다. 성별, 학력, 가구 소득 변수의 결과는 통계적으로 유의하지 않았다.

 

요컨대 2012년 한국 대통령 선거에서는 이념적 당파 정렬이 유권자의 투표 선택을 좌우했다고 한다면 2022년 대통령 선거에서는 감정적 당파 정렬이 유권자의 투표 선택을 좌우했다. 이념적 당파 정렬이 문재인 후보 선택에 미친 영향의 크기는 회귀계수 값으로 -0.508이고 박근혜 후보 선택에 미친 영향의 크기는 회귀계수 값으로 0.581이었던 반면 감정적 당파 정렬이 이재명 후보 선택에 미친 영향의 크기는 회귀계수 값으로 -0.859이고 윤석열 후보 선택에 미친 영향의 크기는 회귀계수 값으로 1.074였다. 지난 10년 동안 당파 정렬이 유권자의 선택에 미친 영향의 규모가 매우 커졌을 뿐만 아니라 그 성격이 ‘당파-이념 연동(partisan-ideological alignment)’서 ‘당파-감정 연동(partisan-affective alignment)’으로 크게 변화했다는 사실을 확인할 수 있다.

 

한국의 대통령 선거에서 유권자의 후보 선택을 결정하는 당파적 요인의 무게 중심이 이념적 당파 정렬에서 감정적 당파 정렬로 이동했다는 사실은 한국 민주주의의 질적 변화와 관련하여 심대한 함의를 가진다. 유권자의 감정적 당파 정렬 강도의 증가는 한국 민주주의의 질적 발전에 부정적 영향을 미칠 가능성이 높기 때문이다.

 

[그림 6]은 2021년 38개 OECD 회원국의 정치 양극화 정도와 자유 민주주의 수준의 상관성을 도해한 결과이다. 전자는 “사회가 얼마나 적대적 정치 진영으로 양극화했는가”에 대한 전문가 평가를 최솟값 0에서 최댓값 4에서 사이로 나타낸 ‘정치 양극화(political polarization)’ 점수를 사용했고, 후자는 ‘자유 민주주의 지수(liberal democracy index)’를 사용했다.[23] 유권자 이념 양극화의 수준이 낮고 감정 양극화의 수준이 높으면 전자가 갖는 민주주의에 대한 건설적 효과를 후자가 갖는 민주주의에 대한 파괴적 효과가 상쇄하여 민주주의 퇴행 위험이 발생할 개연성을 높인다는 이 연구의 가설이 예측은 경험적 적실성을 갖는 것으로 나타났다. 정치 양극화 점수가 1 증가하면 자유 민주주의 지수가 0.1 감소하는 효과를 가지는 것이다. 실제로 이탈리아를 제외하고 정치 양극화 점수가 3 이상을 기록한 나라 가운데에는 멕시코, 콜롬비아, 터키, 폴란드, 헝가리는 사실상 민주주의 붕괴를 경험했고, 미국과 슬로베니아는 민주주의 퇴행을 경험하고 있다(Boese et al., 2022).

 

[그림 6] 2021년 OECD 회원국 정치 양극화와 자유 민주주의의 상관성[24]

 

요컨대 감정적 당파 정렬이 유권자의 투표 선택에 강한 영향을 미쳤다는 사실을 확인한 2022년 대통령 선거는 향후 정치 양극화의 효과가 한국 민주주의의 질적 발전에 건설적이기보다는 파괴적일 가능성이 높다는 점을 시사한다. 한국 민주주의의 질적 변화와 관련하여 유권자 당파 정렬에 주목해야 할 연유가 여기에 있다.

 

4. 결론

 

이 연구는 유권자의 정치 양극화에는 이념 양극화와 감정 양극화의 두 차원이 있고, 민주주의의 질적 발전에 전자는 건설적인 효과를 후자는 파괴적인 효과가 있다고 지적했다. 진영 간 이질성 증가에 주목하며 당파 분열의 진전으로 유권자의 정치 양극화를 파악하는 방법과 진영 내 동질성 증가에 주목하여 당파 정렬의 진전으로 유권자의 정치 양극화에 접근하는 방법이 있다고 제시했다.

 

2012년 및 2022년 한국 대통령 선거 패널 조사 결과를 경험적 대상으로 하여 유권자 정치 양극화가 민주주의 발전 및 투표 선택에 미친 영향과 관련한 이론적 가설을 검증한 결과 아래 내용을 발견했다. 첫째, 한국 유권자의 이념적 및 감정적 당파 분열은 지난 10년 동안 진전이 있었으나 그 수준이 유권자의 정당 지지 분포를 쌍봉 분포로 변화시킬 정도는 아니었다. 둘째, 한국 유권자의 이념적 당파 정렬은 지난 10년 동안 진전이 있었으나 그 수준이 진보 정당 지지 유권자 진영과 보수 정당 지지 유권자 진영의 중첩 규모가 소멸할 정도는 아니었다. 한국 유권자의 감정적 당파 정렬은 지난 10년 동안 큰 진전이 있었고 그 수준이 진보 정당 지지 유권자 진영과 보수 정당 지지 유권자 진영의 중첩 규모를 사실상 소멸시킬 정도에 이르렀다. 지난 10년 동안 진전한 한국 유권자 정치 양극화는 감정적 당파 정렬 현상에서 그 경험적 증거를 찾을 수 있다.

 

2012년 대통령 선거에서는 이념적 당파 정렬이 유권자의 후보 선택에 강한 영향을 미쳤다. 유권자의 진보 정당 지지와 진보 가치 동의 사이 연동 수준이 높을수록 진보 정당 후보에게 투표할 확률이 높아졌고, 유권자의 보수 정당 지지와 보수 가치 동의 사이 연동 수준이 높을수록 보수 정당 후보에게 투표할 확률이 높아졌다. 2022년 대통령 선거에서는 감정적 당파 정렬이 유권자의 후보 선택에 강한 영향을 미쳤다. 유권자의 진보 정당 지지와 보수 정당 반감 사이 연동 수준이 높을수록 진보 정당 후보에게 투표할 확률이 높아졌고, 유권자의 보수 정당 지지와 진보 정당 반감 사이 연동 수준이 높을수록 보수 정당 후보에게 투표할 확률이 높아졌다. 지난 10년 동안 한국 유권자의 투표 선택을 좌우하는 정치적 요인은 이념적 당파 정렬에서 감정적 당파 정렬로 전환했다는 사실을 발견했다.

 

이념적 당파 정렬의 효과가 하락하고 감정적 당파 정렬의 효과가 상승한 2022년 대통령 선거 결과는 유권자 정치 양극화가 한국 민주주의의 질적 발전에 부정적 영향을 미칠 개연성을 강하게 시사한다. 한국 민주주의의 질적 발전에 관심을 가진 연구자가 향후 유권자 당파 정렬의 진전에 지속적으로 주목할 필요가 여기에 있다. ■

 

참고문헌

Boese, Vanessa A., Nazifa Alizada, Martin Lundstedt, Kelly Morrison, Natalia Natsika, Yuko Sato, Hugo Tai, and Staffan I. Lindberg. 2022. Autocratization Changing Nature? Democracy Report 2022. Gothenburg: Varieties of Democracy Institute (V-Dem).

Druckman, James N., Samara Klar, Yanna Krupnikov, Matthew Levendusky, and John Barry Ryan. Forthcoming. “(Mis)estimating Affective Polarization.” Journal of Politics.

Fiorina, Morris P. 2017. Unstable Majorities: Polarization, Party Sorting, and Political Stalemate. Stanford: Hoover Institute Press.

Freeman, Jonathan B. and Rick Dale. 2013. “Assessing Bimodality to Detect the Presence of a Dual Cognitive Process.” Behavior Research Methods 45(1):83-97.

Levendusky, Matthew S. and Jeremy C. Pope. 2011. “Red States vs. Blue States: Going Beyond the Mean.” Public Opinion Quarterly 75(2): 227-248.

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

Mason, Lilliana. 2018. Uncivil Agreement: How Politics Became Our Identity. Chicago: University of Chicago Press.

McCoy, Jennifer and Murat Somer. 2019. Toward a Theory of Pernicious Polarization and How It Harms Democracies: Comparative Evidence and Possible Remedies.” The ANNALS of the American Academy of Political and Social Science 62(1): 234-271.

Schmid, Friedrich and Axel Schmidt. 2006. “Nonparametric Estimation of the Coefficient of Overlapping: Theory and Empirical Application.” Computational Statistics and Data Analysis 50: 1583-1596.

Somer, Murat, Jennifer L. McCoy, and Russell E. Luke. 2021. “Pernicious Polarization, Autocratization and Opposition Strategies.” Democratization 28(5): 929-948.

Stavrakakis, Yannis. 2018. “Paradoxes of Polarization: Democracy’s Inherent Division and the (Anti-) Populist Challenge.” American Behavioral Scientist 62(1): 43-58.

 

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[1] 이하에서 사용하는 자료는 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 1-7차 조사 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 1-2차 조사 결과를 활용한다. 전자는 2012년 3월부터 12월 사이에 이루어졌고 후자는 2022년 1월부터 3월 사이에 이루어졌다. 2012년 자료는 한국사회과학자료원에서 제공하고 있다 (https://kossda.snu.ac.kr/ 접속일: 2022. 4. 24.).

[2] 선거 경합도는 그 값을 반전시켜 표시했다.

[3] 동아시아연구원 대선 패널 조사는 2007년부터 시작했기 때문에 비교 가능한 2002년 대통령 선거 관련 자료가 입수 가능하지 않다.

[4] 쌍봉도 계수(bimodality coefficient: BC)는 다음과 같이 계산한다.

         

       s는 분포의 왜도(skewness), k는 초과 첨도(excess kurtosis), n은 표본 크기를 의미한다(Freeman and Dale, 2013).

[5] 이념적 당파 분열: 0은 진보 가치에 대한 동의, 10은 보수 가치에 대한 동의의 최댓값을 나타낸다. 감정적 당파 분열: 0은 보수 정당 호감 점수(0-10)에서 진보 정당 호감 점수(0-10)를 감산하여 얻은 당파적 감정 점수(-10-10)를 0-10으로 치환했다. 0은 보수 정당에 대한 반감의 최댓값을, 10은 진보 정당에 대한 반감의 최댓값을 각각 나타낸다.

[6] [그림 2]와 출처가 동일하다.

[7] ‘무당파’: ‘지지하는 정당 없음(2012년 조사)’ 혹은 ‘호감하는 정당 없음(2022년 조사)’에 해당하는 유권자를 의미한다.

[8] 미국의 경우 민주당 지지 유권자, 공화당 지지 유권자, 무당파 유권자의 비율이 각각 2012년 46%, 39%, 14%, 2016년 46%, 39%, 15%, 2020년 46%, 42%, 12%인 사실을 감안하면 한국 무당파 유권자의 규모가 상대적으로 크다는 점을 확인할 수 있다(American National Election Studies https://electionstudies.org/resources/anes-guide/top-tables/?id=22 접속일: 2022. 4. 24.).

[9] 중첩도 계수(overlapping coefficient: OC)는 다음과 같이 계산한다.

         

        f(x)는 보수 정당 지지자의 이념 혹은 감정 분포, d(x)는 진보 정당 지지자의 이념 혹은 감정 분포를 의미한다(Schmid and Schmidt, 2006).

[10] [표 4]와 출처가 동일하다.

[11] [그림 2]와 출처가 동일하다.

[12] [표 4]와 출처가 동일하다. 분류 기준은 다음과 같다. 진보 성향: ‘이념 성향’ 점수 0 이상 4 이하에 해당하는 유권자; 중도 성향: ‘이념 성향’ 점수 5에 해당하는 유권자, 보수 성향: ‘이념 성향’ 점수 6 이상 10 이하에 해당하는 유권자. 보수 반감: 당파적 감정 점수 -10 이상 -4 이하에 해당하는 유권자; 중립 감정: 당파적 감정 점수 -3 이상 3 이하에 해당하는 유권자; 진보 반감: 당파적 감정 점수 4 이상 10 이하에 해당하는 유권자.

[13] 동아시아연구원 2012년 총선 대선 패널 제7차 조사 1번 문항 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 제2차 조사 2번 문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[14] 동아시아연구원 2012년 총선 대선 패널 제7차 조사 1번 배경문항 1 및 동아시아연구원 2022년 대선 패널 제2차 조사 6번 배경 문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/(접속일: 2022. 4. 24.).

[15] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제7차 조사 6-1-3번 문항과 6-1-4번 문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제2차 조사 9-1번과 9-2번 문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/(접속일: 2022. 4. 24.).

[16] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제1차 조사 1번 배경문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제1차 조사 3번 배경문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[17] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제1차 조사 3번 배경문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제1차 조사 1번 배경문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[18] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제1차 조사 1번 배경문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제1차 조사 성별 판단 결과. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[19] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제1차 조사 6번 배경문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제1차 조사 5번 배경문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[20] 동아시아연구원 2012년 총선대선 패널 제1차 조사 11번 배경문항 및 동아시아연구원 2022년 대선패널 제1차 조사 7번 배경문항. 2012년 자료 https://kossda.snu.ac.kr/ (접속일: 2022. 4. 24.).

[21] 관측 수: 1,122, 문재인 후보 선택 모형 로그 가능도: -414.04, 박근혜 후보 선택 모형 로그 가능도: -406.87.

[22] 관측 수: 916, 이재명 후보 선택 모형 로그 가능도: -300.38, 윤석열 후보 선택 모형 로그 가능도: -296.06.

[23] V-Dem dataset version 12 (https://www.v-dem.net/vdemds.html 접속일: 2022. 4.24.).

[24] V-Dem dataset version 12 (https://www.v-dem.net/vdemds.html접속일: 2022. 4.24.). 실선은 회귀선을, 음영구역은 95% 신뢰구간을 각각 나타낸다.

 

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■ 저자: 김정_북한대학원대학교 부교수. 예일대학교 정치학 박사. 연세대학교 국제학대학원 객원교수, 아시아 민주주의 연구 네트워크 지역 코디네이터, 국방부 및 국방정보본부 정책자문위원으로 활동하고 있다. 도쿄대 대학원 총합문화연구과 초빙연구원, 동아시아연구원 수석연구원, 경남대 극동문제연구소 책임연구원을 역임했다. 비교정치제도, 비교정치경제, 남북한 관계, 동아시아 국제관계 등의 연구 분야에 관심이 있다. “South Korean Democratization: A Comparative Empirical Appraisal” (2018), “민주헌정국가의 법률생산 능력: 한국 분점정부의 사례”(2020), “일하는 국회, 말하는 국회, 맞서는 국회: 국회 불신의 거시적 결과와 미시적 기초” (2020), “코로나19 방역 정책의 성공 조건: 한국 사례의 비교연구” (2021), “헌법의 실패, 사법부의 실패, 대통령의 실패: 사법부를 바로 세우는 리더십을 발휘하라” (2022) 등의 논문을 공간했다.

 

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