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교육사회학연구

Korean Journal of Sociology of Education

제17권 제3호, 2007, pp.101-129.

학업성취와 경제자본, 사회자본, 문화자본의 구조적 관계*

1)

백병부(고려 )†․김경근(고려 )

< 요 약 >

본 연구는 한국교육고용패 1차년도 자료를 이용하여 한국 사회에서 사회자본과 문화자본의

존재양상을 밝히고, 경제자본, 사회자본, 그리고 문화자본이 수능 내신 성 과 어떤 구조

계를 갖는지를 구명하고자 수행되었다. 주요 연구결과를 요약하면 다음과 같다. 먼 가정의 문

화자본 사회자본 보유 양상은 가계소득, 학력, 직업에 따라 차이가 있었지만, 학생 문화자본의

경우에는 이러한 차이가 발견되지 않았다. 다음으로 수능 내신 성 과 경제자본, 사회자본, 문

화자본과의 계를 살펴본 결과, 수능 성 이 내신 성 에 비해 경제자본의 향을 더 많이 받는

것으로 나타났다. 한 수능 성 과 내신 성 모두에 해 학생 문화자본과 사회자본이 상

으로 큰 효과를 갖는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 가정과 학교에서 사회자본 학생 문화자

본을 확충하려는 노력을 통해 사회경제 배경에 따른 학업성취의 격차가 일정 부분 완화될 수

있는 가능성을 시사해 다.

주제어: 학업성취, 경제자본, 사회자본, 문화자본

Ⅰ. 서론

한국은 특유의 교육열을 바탕으로 하여 아직 빈곤으로부터 벗어나지 못한 1960년 반에

이미 등교육의 보편화를 이룬 바 있다. 그리고 1990년 까지는 등교육의 보편화를 이루었다.

문 학을 포함한 고등교육 기 으로의 취학도 빠르게 증가하여 2006년 재 고등교육 진학률이

82.1%로서 세계 최고 수 을 자랑하고 있다(한국교육개발원, 2006). 근 화론자의 입장에서 보면, 이

* 이 논문은 2007년 한국교육사회학회 하계학술 회에서 발표한 것이다. 학술 회에서 유익한 논평을 해주신

여러 회원들과 논문을 심사해주신 익명의 논평자들께 감사를 드린다. †교신 자: 백병부(136-071 서울시 성북구 안암동 5가 1번지, 고려 학교 교육학과, [email protected])

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러한 상황은 근 화 산업화의 진 과 함께 기회구조가 평등해지면서 결과 으로 보다 평등한 사

회로 발 해 가는 징후라 할 수 있다(Bendix and Lipset, 1966). 그러나 한국 사회를 상으로 한 여

러 경험 연구들은 진학률의 증가에도 불구하고 계층간 교육성취 격차가 거의 어들지 않고(김

화․김병 , 1999; 장상수, 2000; 방하남․김기헌, 2001, 2002; 유한구, 2006; 김경근․변수용, 2006),

계층구조 한 고착되고 있음을 보고하고 있다(신 외, 2003). 이러한 실은 학교교육이 계층 이

동의 거의 유일한 통로로 인식되어 온 한국 사회에서 ‘ 한 평등 장치’로서의 학교교육에 한 일

반 기 에 의구심을 갖게 한다.

통 으로 사회경제 배경이 교육성취나 학업성취에 얼마나 큰 향을 끼치는지를 밝히는 일은

사회학자들의 핵심 심사 가운데 하나 다. 이러한 맥락에서 연구를 수행했던 표 인 학자로는

Bourdieu(1984, 1996)와 Coleman(1988, 1997)을 들 수 있다. Bourdieu는 통 인 물 자본의 개념

을 사회자본과 문화자본이라는 무형의 자본에까지 확장하여 가정의 사회, 경제, 문화 배경과 학교

교육 불평등 재생산과의 계를 살폈다. 그에 따르면, 학교교육의 내용은 지배계 의 문화를 반

하고 있는 바, 가정에서의 사회화 과정을 통해 이러한 지배계 의 문화에 익숙해져 있는 학생들은

학교에서 더 나은 성취를 거두게 되고 사회 지 획득 경쟁에서도 우월 지 에 서게 됨으로써,

학교는 결국 기존의 사회 계 계를 재생산해내는 데 핵심 으로 기여하게 된다는 것이다. 한편

Coleman(1988)은 학업성취에 향을 끼치는 가정배경을 경제자본과 인간자본, 사회자본으로 구분한

다음 사회자본에 해 특별한 심을 표명했다. Coleman이 사회자본에 해 특별한 심을 보 던

것은 사회자본이 경제자본과 인간자본의 불평등에 기인한 학업성취 격차를 감소시키는 데 실질 으

로 기여할 수 있다고 보았기 때문이다.

한국 사회에서도 학업성취에 향을 끼치는 개인 외 변인, 특히 각 개인의 사회경제 배경의

향력을 고찰하는 많은 연구들이 수행되었다. 그러나 이들 연구들은 부분 주요 변수들을 회귀분

석에 투입되는 통제변수로 사용함으로써 측정오차를 통제하지 못하고 있으며, 각 변수들이 갖는 구

조 경로도 명백히 밝히지 못했다. 최근에서야 김일 (2005), 곽수란(2006) 등이 구조방정식 모형을

통해 이 의 분석 방법이 갖는 한계를 극복하고 학업성취 결정요인을 구조 으로 악해 보려는 시

도를 했었다. 그러나 김일 (2005)의 연구는 한국 사회에서 학 진학과 직 인 련이 있는 수능

수나 내신 수가 아니라 PISA에서 주 한 수학 소양 검사 결과를 종속변수로 설정했다는 , 교

육수 이나 경제 지 , 부모 여를 각각 통합 으로 바라볼 수 있게 해 주는 상 의 자본 개념을

사용하지 않고 있다는 , 문화자본에 한 논의는 거의 이루어지지 않고 있다는 등에서 한계를

갖는다. 곽수란(2006)의 연구도 경제자본, 사회자본, 문화자본으로 나뉠 수 있는 변인들을 가정변인이

라는 하나의 잠재변인으로 다루고 있고, 문화자본을 고려하지 않았다는 에서 제한 이 있다.

본 연구는 이러한 선행연구의 한계를 극복하기 해 학업성취에 향을 끼치는 사회경제 배경

변인을 Bourdieu와 Coleman의 논의에 따라 각각 경제자본, 사회자본, 문화자본으로 구분하고, 이들과

학업성취 사이의 구조 경로를 밝히고자 수행되었다. 구체 으로, 본 연구에서는 먼 가구 소득,

학업성취와 경제자본, 사회자본, 문화자본의 구조 계 103

보호자의 직업, 학력에 따라 가정의 문화자본과 사회자본, 학생의 문화자본에 차이가 있는지를 살펴

보고자 한다. 다음으로 가정의 경제자본, 문화자본, 사회자본 학생의 문화자본이 내신 수능 성

과 어떠한 구조 계를 갖는지를 고찰하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 경제자본, 사회자본, 문화자본과 학업성취

학업성취에 향을 끼치는 여러 요인들 에서 교육이 갖는 사회학 속성과 련하여 주목을 받

는 것이 학생의 사회경제 배경이다. 그런데 학생의 사회경제 배경은 경제자본, 사회자본, 문화자

본의 복합체로 볼 수 있기 때문에, 그것을 분해하여 각각의 변인이 학업성취에 미치는 향을 고찰

할 수 있다. 여기에서는 경제자본, 사회자본, 문화자본의 의미를 차례 로 살펴보면서, 각 변인이 학

업성취와 어떤 연 성을 갖고 있는지를 이론 으로 고찰하겠다.

Bourdieu(1986)에 따르면, 경제자본은 즉각 이고 직 으로 돈으로 환이 가능하고 소유권의

형태로 제도화되어 있는 자본으로서, 토지, 공장, 노동과 같은 생산요소들과 수입, 유산, 물질 재화

와 같은 경제 재화의 총체로 구성된다. 한편 Bourdieu의 문화자본에 한 논의를 바탕으로 하여

소비양식의 계 별 차이에 해 연구한 장미혜(2001)는 경제자본을 생산형 자본과 생활형 자본, 여가

형 자본으로 구분하 다. 생산형 자본은 한 개인이 생산활동에 종사함으로써 그 가로 주어지는 경

제자본이며 소득의 크기로 측정된다. 생활형 자본은 한 가정 내의 구성원들이 일상생활을 하는

데 있어서 필수 으로 소유되는 경제자본을 의미하며, 여가형 자본은 스포츠 센터의 회원권이나 골

회원권고 같이 여가 생활을 해 활용되는 경제자본을 의미한다. 이러한 논의는 근본 으로 계

분석에서 생산의 역 못지않게 소비의 역에 주목했던 Weber(1968)나 Bourdieu(1984)의 입장을 계

승하고 있는 것이다. 이러한 입장에 따르면 경제자본은 으로 환원 가능한 동산과 부동산의 총합

만으로는 충분히 측정되지 않는다. 즉, 경제자본은 자산의 규모뿐만 아니라 소비의 규모와 질도 고려

해야만 온 히 측정된다는 것이다. 이 게 본다면 미래 사회의 기 편익 증가나 계 재생산을

해 많은 기회비용의 지출이 이루어져야 하는 교육 부문에 한 연구는 소득뿐만 아니라 직간 교

육 투자와 련된 소비의 역도 함께 고려해야 한다.

이러한 가정의 경제자본은 자녀의 교육활동과 학습기회에 필요한 경제 비용의 기 가 된다. 구

체 으로 경제자본을 바탕으로 한 부모의 재정 자원은 공교육과 사교육, 교육환경으로서의 학군에

따른 주거, 학습재료와 도구의 비 등에 필요한 경제 비용의 차이를 가져옴으로써 학업성취에

향을 끼치게 된다(이정환, 2002: 198). 한 가정의 경제자본은 심리 안정감에도 향을 끼침으로


써 자기주도 학습시간과도 련을 맺게 된다. 그런데 경제자본이 학업성취에 끼치는 향이 직

인지 아니면 간 인지에 해서는 일 된 결과가 나타나지 않고 있다. 직 효과가 있다고 주장

하는 연구들은 경제자본이 다양한 경로를 거쳐서 학업성취에 간 인 향을 끼치기도 하지만, 다

른 변인을 경유하지 않고서 혹은 다른 주요 변인들을 통제한 상태에서도 학업성취에 향을 끼친다

고 보고하고 있다(김경근, 2000; Joireman and Abbott, 2003). 반면에 김 희(2002)는 가족의 소득은

학업성취에 직 인 향을 미치지 않으며, 학교공부를 주제로 한 자녀와의 화, 숙제 지도, 교사

와의 상담 학교 참석 등과 같은 어머니의 교육 참여를 매개해서만 학업성취에 향을 끼친다고

보고하 다. 주동범(1998)도 경제자본이 학업성취에 끼치는 향력은 간 이라고 주장하 다.

Bourdieu(1986)는 사회자본을 다양한 수 으로 제도화되어 있는 지속 인 계망 속에서 상호 면

식과 인식을 통해 얻을 수 있는 실제 이고 잠재 인 자원의 총합으로 정의하 다. 그에 따르면, 특

정 행 자가 릴 수 있는 사회자본의 크기는 자신이 효과 으로 동원할 수 있는 연결망의 규모와

그 연결망에 포함된 각 개인들이 소유한 자본의 크기에 달려 있다. 즉 사회자본이란 사회 으로 유

용한 자원을 얻기 한 투쟁의 과정에서 동원할 수 있는 직간 인맥의 총합이라는 것이다. 이와

같은 의미에서의 사회자본은 가정 내에서 부모와 자식 사이의 계에 존재하는 것이라기보다는 가정

외의 사회 네트워크에 존재하는 것으로 볼 수 있다. 나아가 Bourdieu의 사회자본은 학업성취나 교

육성취에 향을 끼친다기보다는 지 획득과정과 그 이후의 사회이동 과정 사회재생산 과정에

향을 끼친다고 볼 수 있다.

한편 Coleman(1988)은 인간자본이나 경제자본과는 달리 사회자본은 개별 행 자나 생산 수단 그

자체에 존재하는 것이 아니라 특정한 사회 구조 다른 사람과의 계 속에서 신뢰감, 정보 획득의

채 , 규범의 형태로 존재한다고 주장하 다. 학업성취와 련하여 Coleman(1988)은 학생의 발달에

한 부모의 심, 부모나 지역사회에 의해 인지되는 사회 규범과 믿음, 부모 외의 가족 내 다른

성인들의 존재 그들과의 유 감, 주변 사람들이 주는 신뢰감 등을 사회자본의 구체 인 형태로

지 한다. Coleman이 이러한 사회자본에 특별한 심을 보 던 것은 그것이 부모 세 의 경제자본과

인간자본의 불평등한 분배 양상이 자식 세 의 교육 불평등으로 이어지는 것을 방지하고, 나아가

사회이동을 가능하게 하는 정 인 기능을 수행할 수 있다고 생각했기 때문이다.

이 게 보았을 때, 한국 사회의 교육 맥락과 련하여 의미가 있는 것은 Coleman류의 논의이다.

왜냐하면 Bourdieu류의 논의는 지 의 획득 유지 과정에서 일어나는 사회재생산에 주목하고 있어

서 교육 맥락과는 거리가 있을 뿐만 아니라, 한국 사회에서는 계층을 불문하고 모든 사람들이 높

은 교육열을 가지고 있어서 자녀교육에 한 심에서 계층간 차이가 그리 크지 않을 것으로 상되

기 때문이다. Coleman류의 사회자본은 가정 내 사회자본과 가정 밖 사회자본으로 나 수 있는데,

우리가 학업성취와 련하여 특히 주목하는 것은 가정 내 사회자본이다. 그런데 가정 내 사회자본은

필요조건으로서의 사회자본과 충분조건으로서의 사회자본으로 나 어 살펴볼 수 있다. 필요조건으로

서의 사회자본은 부모를 포함한 성인가족의 존재나 형제자매수와 같은 외형 가족구성이 가족 구성


원에게 끼치는 향을 의미한다. 한편 충분조건으로서의 사회자본은 성인 가족과 아동 사이의 강력

한 유 와 신뢰를 그 내용으로 하며, 화 정도, 학습지원 활동, 심 등의 형태로 나타난다.

Coleman(1988)과 McLanahan and Sandefur(1994), Hao(1994) 등은 부모의 존재나 형제자매의 수가

학업성취에 유의미한 향을 끼친다고 보고한 바 있다. 그러나 김경근(2000), Parcel and

Menaghan(1994), Zick et al.(2001) 등은 아동에 한 부모의 기 교육수 이나 학습활동 지원은 학업

성취에 향력을 발휘하지만, 양친가족에서 생활한다는 사실이나 부모 외 다른 성인 가족의 존재는

학업성취와 큰 상 이 없다고 보고했다. 이는 필요조건으로서의 사회자본이 학업성취와 련하여 나

름 로의 요한 의미를 갖는 것은 사실이지만, 이러한 향력은 맥락과 환경에 따라 지극히 유동

이어서 다른 자본과의 계 충분조건으로서의 사회자본과의 계를 필수 으로 고려해야 한다는

을 일깨워 다. 부모의 여나 격려, 심, 화 정도 등과 같은 충분조건으로서의 사회자본이 학

업성취에 향을 끼친다는 주장은 국내외의 여러 경험 연구에 의해 지지되고 있다(주동범, 1998;

김경근, 2000; Sattes, 1985).

한편 학교와의 을 주 내용으로 하는 사회자본이 학업성취에 정 인 향을 끼친다는 연구

결과들도 보고되고 있다(주동범, 1998; Stevenson and Baker, 1987). 그러나 가정 내 사회자본과 학교

을 주 내용으로 하는 사회자본을 모두 고려하여 학업성취와의 계를 살피고 있는 연구들

(Okpala et al., 2001; Ho Sui-Chu and Willms, 1996; 문은식․김충희, 2003)에 따르면, 학부모의 학

교 이 학업성취에 부정 인 향을 끼치거나 무의미한 반면, 가정에서의 학부모 여는 학업성취

에 정 인 향을 끼치며, 학교 에 따라 두 유형의 사회자본이 모두 유의미한 향력을 행사하는

경우에는 가정 내 사회자본의 향력이 상 으로 크게 나타난다고 보고하고 있다. 이상의 결과를

통해서 볼 때, 학업성취에 더 의미 있는 향을 끼치는 사회자본은 학교 을 통해 형성되는 사회

자본보다는 가정 내에 존재하는 사회자본이라 할 수 있다.

학업성취는 문화자본에 의해서도 향을 받는다. Bourdieu(1973)는 문화자본에 언어능력, 일반 인

문화 인식(awareness), 미 선호, 학교체제에 한 정보, 졸업장 등을 포함한 다양한 형태의 자원

들을 포함시켰다. Lamont and Lareau(1988) 역시 문화자본을 태도나 선호, 공식 지식, 행동, 소유

물이나 졸업장 등의 형태로 존재하면서 문화 , 사회 선별(selection)을 해 사용되는 제도화된 고

문화 표식들(signals)로 정의하고 있다. 이들의 논의를 종합해 본다면 문화자본은 가정 혹은 학

교에서의 사회화 과정을 통해서 얻게 된 미술, 고 음악, 연극이나 박물 람, 문학이나 교양서

의 독서 등과 같은 고 문화 취향과 행동뿐만 아니라 이러한 취향과 행동에 걸맞은 물건과 학력

의 소유를 포함하는 포 개념이 되어야 한다.

한편 기의 사회화 과정을 통해 습득된 문화자본, 즉 상속된 문화자본에 훨씬 더 많은 강조 을

두었던 Bourdieu와는 달리 Erickson(1996: 217-223)은 계 구조와 문화의 변화가 격하게 이루어지

고 있는 시 에서는 학교교육과 다양한 사람들과의 교류를 통해 습득한 다양한 문화 장르에 한 이

해가 더 요한 문화자본임을 지 하고 있다. Halle(1992: 133) 한 문화자본의 형성에는 어린 시


의 사회화 과정보다는 공식 인 교육과정이 요하다는 사실을 강조하면서 문화자본이 교육체계, 특

히 고등교육을 통해 학습되는 능력이라는 을 강조한다. 이들의 논의는 한국 사회의 맥락에서도

실성이 있어 보인다. 왜냐하면 한국 사회에서는 오랜 기간에 걸친 가정에서의 사회화 과정을 통해서

만 습득할 수 있을 정도의 고 문화가 발달하지 못했고, 이런 문화 상황 하에서 학생들은 가정의

문화자본 소유량에 계없이 공식 , 비공식 교육기 을 통해 문화자본을 획득하고 있기 때문이다.

그러나 부모의 학력을 자녀의 학업성취에 향을 주는 가정 내 문화자본의 한 요소로 보는 데에는

주의가 필요하다. 주지하다시피 Bourdieu(1973)의 기본 입장은 지배계 이 경제자본의 직 상속

신에 자녀의 학력 수 을 높임으로써 합법 이고도 은 하게 계 지 를 재생산한다는 것이다.

이러한 입장에 따르면 학력은 은 한 방식으로 이루어진 재생산의 결과에 한 제도 공인장치이

며, 부모가 가진 학력은 자녀에게 학교 교육에서 유리한 지 를 차지할 수 있도록 해 주는 문화

환경으로서의 의미를 지닌다. 그러나 부모의 학력이 이러한 기능을 수행하기 해서는 부모가 자신

의 학력에 걸맞은 문화 활동을 해야 하며, 이러한 문화 활동이 학교 교육 과정에 반 된 코드와

도 일치해야 한다. 표 화된 교육과정과 짧은 계 형성의 역사를 가진 한국 사회에서는 부모의 학

력이 이러한 역할을 수행하리라 기 할 수는 없다. 오히려 한국 사회에서 부모의 학력은 인간자본의

성격이 더 강하다. 즉, 한국 사회에서 부모의 학력은 Coleman(1988)이 말했던 바와 같이 사회자본을

매개로 하여 자녀의 학업성취에 향을 끼치는 인지 환경의 기능을 수행한다고 볼 수 있다.

문화자본의 개념을 구체 인 지표를 통해 측정하고 이를 학업성취와 연결시켜 분석한 연구들은

학생이나 부모와 같은 문화자본의 소유자를 심으로 수행된 연구들과 문화자본의 유형에 주목하고

있는 연구들로 구별해 볼 수 있다. 먼 문화자본의 소유자를 심으로 한 연구 에는 학생의 문화

자본과 학업성취 사이의 긴 한 인과 계를 보고한 연구들(DiMaggio, 1982; DiMaggio and Mohr,

1985)이 있는가 하면, 그러한 인과 계를 확인하지 못했다는 결과를 보고한 연구들(Katsillis and

Robinson, 1990; Dumais, 2002)도 있다. 한편 De Graaf(1988)는 부모의 독서 태도가 자녀의 독일어

수 김나지움 입학에 유의한 향력을 미친다는 결과를 보고했다. 비슷한 맥락에서, Kalmijn and

Kraaykamp(1996)도 부모의 문화자본이 다른 배경 요인들을 통제한 이후에도 인종이나 코호트에

계없이 교육성취에 정 인 향을 미친다는 결과를 얻은 바 있다.

이상의 연구들이 문화자본의 소유자에 주목하고 있는 반면, De Graaf et al.(2000), Crook(1997) 등

은 문화자본의 유형이 학업성취에 갖는 향을 고찰했다. 이들은 부모의 문화자본을 독서 련 요인

과 고 문화 참여 련 요인으로 구분하여 이들 각각이 교육과 련하여 어떠한 의미를 지니는지를

살피고 있는데, 체로 독서 련 요인이 고 문화 참여 련 요인보다 더 큰 향력을 행사한다고

보고하고 있다. 국내에서도 김경근․변수용(2007)이 문화자본의 유형을 구별하여 학업성취와의 계

를 살펴본 결과, 이와 유사한 결론을 얻은 바 있다.

한편, 연구자들은 문화자본이 학업성취에 향을 끼치는 주요 경로로서 학생에 한 교사의 인식

에 주목하여왔다. 이들은 문화자본이 학생에 한 교사의 인식 교사나 학교에 한 학생의 인식


에 향을 끼친다고 주장한다. 즉, 교사들은 고 문화 활동에 많이 참여하는 학생들과 더 쉽게

의사소통하고, 더 많은 주의를 기울이며, 이들을 더 재능있는 학생으로 인식하고 있으며(DiMaggio,

1982: 190), 풍부한 문화자본을 가진 학생들은 게임의 규칙을 더 잘 이해하며 학교에서 보상받는 문

화 기술과 선호를 채택하고 발 시킴으로써 더 높은 교육 성취를 이룰 수 있다는 것이다

(Aschaffenburg and Mass, 1997: 573).

2. 경제자본, 사회자본, 문화자본의 관계

Bourdieu(1986)에 따르면, 경제자본은 사회자본과 문화자본의 근간을 이루는 바, 사회자본이나 문

화자본은 변형되고 장된 형태의 경제자본이다. 이러한 Bourdieu의 입장은 사회자본이 경제자본이

나 문화자본으로 환되는 것은 우연 이고 많은 비용을 필요로 하는 것에 비해 경제자본은 가장 유

동 인 자본이며 사회자본이나 문화자본으로 쉽게 환될 수 있다는 주장으로 연결된다(Anheier et

al., 1995: 862). 이는 경제자본이 사회자본과 문화자본의 형성에 직 인 향을 끼치는 계 아비

투스(habitus)를 형성함으로써 다른 자본의 형성에 직간 으로 향을 끼치는 근본 자본으로서의

의미를 가진다는 을 강조하고 있는 것으로서 자본주의 생산 계가 재생산되는 범 내에서 비경

제 역의 상 자율성을 인정하는 구조주의 마르크스주의의 입장을 계승하고 있는 것으로 볼 수

있다. 이러한 입장에서 문화자본과 사회자본을 바라보는 입장을 재생산 이라고 부를 수 있다.

문화재생산의 논리는 부모의 고 문화 활동은 자녀들의 교육 성취에 정 인 향을 끼치며,

부모의 문화자본의 향력은 높은 사회경제 배경을 가진 아이들에게서 더 높게 나타나고, 교육

성취에 한 사회경제 배경의 효과를 매개한다는 것이다. 문화자본에 한 이러한 입장은 경제자

본과 문화자본이 사회자본에 해 갖는 계에도 확장하여 용할 수 있다. 이러한 입장에서는 사회

자본을 경제자본과 문화자본의 산물로 보며, 사회자본이 부모의 경제자본과 문화자본을 아동에게

수하는 연결고리의 역할을 수행한다고 본다(DiMaggio and Mohr, 1985: 1256). 교육의 장에서 학부모

여의 형태로 나타나는 사회자본과 련하여 Lareau(2003)는 부모의 사회경제 지 와 문화자본이

학부모 개입의 정도와 질을 결정한다는 사실을 경험 으로 보여주고 있다. 국내에서도 변수용․김경

근(2006)은 부모의 학력과 직업 세로 측정된 가정의 사회경제 지 가 학부모의 교육 여 정

도에 유의미한 향을 미치는 것을 밝히고 있으며, 김일 (2005)도 부모의 교육수 과 경제 지 가

부모 여 정도에 향을 끼치고 있다고 보고했다.

한편 문화이동론(cultural mobility theory)으로 불리는 입장에서는 문화자본에 한 경제자본의

향을 훨씬 더 제한 으로 본다. 이 입장에서는 지 문화가 사회 반에 걸쳐 확산되어 있고 유동

으로 존재하는 사회에서는 지 집단의 구성원이라는 개인의 속성보다는 지 문화에 참여하는

문화 과정이 더 요하다고 본다. 따라서 이 입장에서는 어렸을 의 경험과 가정배경이 각 개인

이 보유한 문화자본의 일부만을 결정할 수 있을 뿐이라고 본다(DiMaggio, 1982: 190). 즉 문화 이


동론에서는 지 문화의 확산 유동성 정도를 고려할 때 사회에서는 원론 으로 상층 계 이

나 하층 계 모두 문화자본을 보유할 수 있고 그로부터 이익을 얻을 수 있다는 것이다. 나아가 이

들은 문화자본 그 자체로부터 얻는 이익이 하층 계 에서 더 크다고 으로써 문화자본이 계 이동

성을 진하는 역할을 수행할 수 있음을 시사하고 있다.

경제자본과 문화자본의 계에 한 문화이동론 은 경제자본과 문화자본이 사회자본에 해

갖는 계에도 용할 수 있다. 이러한 입장에서 보면, 사회자본은 사회경제 배경과는 별개로 존재

할 뿐만 아니라, 경제자본과 문화자본이 학업성취와 련하여 갖는 향력은 자동 으로 발 되지

않고 가정 내에서 부모의 사회자본이 충분히 존재할 때에야 비로소 실질 인 의미를 갖는다. 구체

으로, 이 입장에서는 학교교육과 련해 사회자본이 부모의 경제자본이나 인간자본을 자녀들에게

수하는 필터의 역할을 수행함으로써, 이들 자본들이 자녀들의 학교교육에 끼치는 향력을 증가하게

할 수도 있고 감소하게 할 수도 있는 힘을 가지고 있다고 본다(Teachman et al., 1997: 1345). 이는

부모가 아무리 경제 으로 여유가 있고, 높은 수 의 지 , 문화 능력을 가지고 있어도 이들 자원

을 아동의 발달을 하여 투입하도록 하는 부모와 아동 사이의 계 형성이 되어 있지 않을 때는

이들 자본이 아동의 교육 성취에 기여할 수 있는 여지는 크지 않다는 것을 의미한다(김경근,

1999). 따라서 이 입장에서는 경제자본이나 인간자본의 결핍을 사회자본의 확충을 통해서 극복할 수

있다고 본다. 즉 부모의 자녀교육에 한 여는 일정 정도 부모의 경제력이나 학력과 독립 으로

이루어질 있으며, 이 경우에는 그것이 계층 요인에 의해 발생한 교육 불평등을 완화시켜 주는

기능을 수행하게 될 수도 있다는 것이다(김경근, 2000; Coleman, 1988).

Ⅲ. 연구방법

1. 데이터 및 표본

본 연구는 한국직업능력개발원의 한국교육고용패 (KEEP) 1차년도 자료를 사용하여 가구 소득,

보호자의 직업 학력에 따라 가정의 문화자본과 사회자본, 학생의 문화자본에 차이가 있는지를 살

펴보고, 학업성취에 향을 미치는 경제자본, 사회자본, 문화자본의 구조 계를 분석하려는 목

에서 수행되었다. 한국교육고용패 조사는 2004년 재 학교 3학년, 일반계 고등학교 3학년, 실업

계 고등학교 3학년이었던 학생들 각 2,000명씩 총 6,000명을 장기간 추 ․조사함으로써, 청년층의

교육 경험과 진학, 진로, 직업세계로의 이행 등을 악하기 한 데이터베이스를 구축하기 하여 착

수되었다. 본 연구에서는 한국교육고용패 조사에 포함된 데이터 에서 일반계 고등학생의 데이터

만을 분석의 상으로 삼았다. 이는 고등학교에서의 학업성취는 이 학교 에서의 학업성취가 최종


으로 종합되는 단계이고, 학업성취 격차가 교육성취 격차 혹은 사회 불평등으로 직 연결되는

정도 한 등학교나 학교보다 훨씬 더 높기 때문이다. 실업계 고등학생들을 분석에서 제외한 이

유는 이들 가운데는 수능 시험을 치르지 않아 본 연구에서 종속변수로 사용하고 있는 수능시험 성

을 알 수 없는 학생들이 많았고, 그 외의 다른 변수들에서도 많은 결측치가 발견되어 분석결과가 왜

곡될 가능성이 있었기 때문이다. 일반계 고등학생 에서도 본 연구에서 사용하고 있는 변수들 가운

데 하나라도 결측치가 있는 경우를 제외한 결과, 최종 분석에 사용된 표본에는 일반계 고등학생 987

명만이 포함되었다.

2. 변인 설정 및 연구모형

가. 변인 설정

이론 검토를 통해 본 연구의 잠재변수는 다음과 같은 측변수들로 구성되었다. 가정 경제자본

의 측변수로는 가구 소득과 생활비를 포함시켰다. 다음으로 KEEP에서는 부모가 자녀와 함께 화,

연극, 뮤지컬, 박물 , 미술 , 음악회 등을 어느 정도나 람하는지를 하지 않음, 일 년에 몇

번, 한 달에 몇 번, 일 주일에 몇 번의 문항으로 묻고 있다. 본 연구에서는 이들 문항에 한 답에

각각 0, 1, 2, 3의 값을 부여하여 가정 문화자본을 측정하는 측변수로 활용하 다. 아울러 남성 보

호자와 여성 보호자가 분석의 상이 되는 학생들에 해 어느 정도로 심이 있고, 물질 지원은

어느 정도로 해 주고 있으며, 학생들은 이들에 해서 어느 정도 신뢰하는지를 5 척도로 묻는 문

항에 한 학생들의 답을 합산하여 남성 보호자와의 계와 여성 보호자와의 계라는 변수를 구성

하 고, 이들을 가정 내 사회자본을 측정하는 측변수로 활용하 다. 그리고 한국 맥락에서 학업

성취에 정 으로 향을 끼치는 학생 문화자본은 고 문화 참여 활동이 아니라 독서 련 활동이라

고 알려져 있기 때문에, 본 연구에서는 학생의 문화자본을 고등학교 재학 문학과 교양서 을 어

느 정도 읽었는지를 묻는 문항을 통해 측정하 다. 원래의 조사에서 문학 교양 서 의 독서 정도

는 읽지 않음, 1-5권, 6권-10권, 11권-20권, 21권-50권, 51권 이상의 여섯 구간으로 나 어 조사

되었는데, 본 연구에서는 이들 각각에 1에서 6의 값을 부여하여 연속변수의 형태로 독서 정도를 측

정하 다.

한편 학업성취에 한 사교육의 향 정도를 악하기 해서는 사교육의 양과 질을 모두 고려할

수 있는 척도로서 학생 1인당 월평균 사교육비를 자연로그값으로 변경하여 투입하 다. KEEP에서

자기주도학습(혼자 공부하는 시간)은 학교나 학원, 과외를 제외하고 일주일 동안 혼자서 공부하는

시간을 3시간 미만, 3시간-5시간, 5시간-10시간, 10시간-15시간, 15시간-20시간, 20시간-25시간, 25시

간-30시간, 30시간 이상과 같이 범주화하여 측정하 는데, 본 연구에서는 이들 범주의 간값(3시간

미만은 1.5시간, 30시간 이상은 32.5시간)을 연속변수의 형태로 투입하 다. 선행연구들에서 학업성취

에 한 문화자본의 향력을 매개하는 경로로 지목되었던 교사인식은 학업성취에 의해 직 으로


향을 받지 않으면서도 학생에 한 교사의 주 요소가 많이 작용하는 항목(꿈이 있다, 학교생

활에 성실하다, 리더십이 있다)을 측변수로 투입하 다. 수능 모형에서 학업성취는 수능 언어

역, 외국어 역, 수리탐구 역 각각의 표 수를 합산한 값이며 내신 성 모형의 학업성취는

100에서 학생의 내신 석차 백분율을 뺀 값이다.

나. 연구모형

변수의 정의에 따라 경제자본, 사회자본, 문화자본과 학업성취와의 구조 계를 악하기 해

설정한 연구모형은 다음의〔그림 1〕과 같다.1)

〔그림 1〕학업성취 결정요인 구조방정식 모형

1) 본 연구모형에서는 가정문화자본과 가정사회자본이 학업성취에 직 으로 향을 끼치는 경로가 생략되어

있다. 이 게 한 이유는 이들 경로의 인과 계를 입증해 주는 선행연구가 충분하지 않았고, 이들 경로를 포

함하여 구조방정식 모형 분석을 수행한 결과 본 연구에 포함된 모든 모형에서 이들 경로의 모수추정치가 유

의하지 않은 결과를 보 기 때문이다.


3. 자료분석 방법

자료분석은 SPSS 12.0 로그램을 사용하여 술한 변수정의에 맞게 측정문항들을 변환하 으며,

각 변수의 기술통계값 각 변수간 상 계를 확인하 고, 가구소득, 직업, 학력을 기 으로 분류

한 집단간에 문화자본 사회자본의 보유 양상에 차이가 있는지를 알아보기 해 일원배치분산분석

(One-Way ANOVA)을 실시하 다. 다음으로 AMOS 5.0 로그램을 사용하여 구조방정식모형 분석

을 통해 수능성 과 내신성 결정모형을 비교하 다.

Ⅳ. 분석 결과

1. 기술통계량 및 상관관계 분석

아래의 <표 1>은 본 연구에 투입된 변수들의 사례수, 최소값, 최 값, 평균, 표 편차, 왜도, 첨도

등과 같은 기술통계량을 정리한 것이다.

변수 사례수 최소값 최 값 평균 표 편차 왜도 첨도

가구소득 987 50.00 1,800.00 351.205 204.155 2.499 9.912생활비 987 .00 1,100.00 256.119 132.848 2.352 9.848

화․연극․뮤지컬 람 정도 987 1.00 5.00 2.061 1.010 .322 -1.214박물 ․미술 ․음악회 람 정도 987 1.00 4.00 1.627 .765 .814 -.599남성보호자와의 계 987 6.00 30.00 21.429 4.088 -.490 .546여성보호자와의 계 987 9.00 30.00 24.293 3.350 -.505 .289문학 독서 정도 987 1.00 6.00 2.854 1.331 .783 -.263교양 독서 정도 987 1.00 6.00 2.051 1.051 1.369 2.017사교육비(자연로그값) 987 .00 5.99 2.880 1.448 -.914 -.144혼자 공부하는 시간 987 1.50 32.50 12.320 10.284 .669 -.928담임의 학생 성실성 평가 987 2.00 5.00 4.000 .740 -.376 -.151담임의 학생 꿈 평가 987 1.00 5.00 3.821 .699 -.418 -.719담임의 학생 리더십 평가 987 1.00 5.00 3.038 .793 .154 .227언어 역 표 수 987 45.00 135.00 101.150 16.556 -.512 -.072수리 역 표 수 987 59.00 150.00 98.052 17.523 .549 -.435외국어 역 표 수 987 52.00 139.00 100.057 17.893 -.170 -.708수능 표 수 합 987 176.00 414.00 299.258 44.885 -.012 -.484내신 성 987 .80 99.60 54.778 26.363 -.139 -1.033

<표 1> 기술통계량


본 연구의 주된 분석방법인 구조방정식모형 분석을 해 충족되어야 할 제 조건 의 하나는

투입되는 변수들이 정상분포 가정을 충족하는 연속변수이어야 한다는 것이다. 사회과학 분야에서 수

집한 자료의 경우에는 일반 으로 왜도와 첨도가 값 3 이하이면 정상분포로 간주한다. 이 기

에 의하면 가구소득과 생활비의 첨도가 각각 9.912와 9.848로서 정상분포 가정을 충족시키지 못한다.

그러나 첨도의 값이 3이 넘더라도 왜도가 값 3보다 작으면 그 변수는 정상분포로 간주한다.

이 기 에 의하면 가구소득과 생활비를 포함하여 본 연구에 투입된 모든 변수들은 정상분포로 간주

할 수 있어 분석에 무리가 없는 것으로 단할 수 있다.

아래의 <표 2>는 본 연구에 투입된 측정변수 간의 상 계를 나타낸 것이다. 부분의 변수들이

P<.05, P<.01의 수 에서 유의미한 상 계를 가지고 있었다. 그러나 가구소득은 문학독서 정도, 학생

에 한 담임교사의 성실성 리더십 평가와 유의미한 상 계가 없었고, 생활비는 문학 독서 정도와

학생에 한 담임교사의 성실성, 꿈, 리더십 평가와 유의미한 상 계를 보이지 않았다. 이는 한국 사

회에서 경제자본이 학생의 문화자본 교사의 인식에 끼치는 향이 제한 이라는 을 시사해 다.

화, 연극, 뮤지컬 람 정도는 혼자 공부하는 시간 학생의 성실성, 꿈, 리더십에 한 담임교

사의 평가와의 상 계가 유의미하지 않았으며, 내신 성 과 수능 언어 역 수와도 유의미한 상

을 보이지 않았다. 한 박물 , 미술 , 음악회 람 정도는 혼자 공부하는 시간 학생의 성실

성, 꿈, 리더십에 한 담임교사의 평가와의 상 계가 유의미하지 않았으며, 내신 성 과도 유의미

한 상 도를 보이지 않았다. 이는 가정의 문화자본이 자기주도 학습 교사의 인식에 끼치는

향이 제한 이라는 을 시사해 다. 한편 여성 보호자와의 계는 모든 변수들과 유의미한 상 도

를 보 으며 남성 보호자와의 계 한 문학 독서 정도를 제외한 모든 변수와 유의미한 상 계를

갖는 것으로 나타났다. 이는 사회자본이 다양한 경로를 통해 다른 변수들과 련을 맺고 있음을 시

사해주는 것으로 볼 수 있다.


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 181. 가구소득 1.0002. 생활비 .881** 1.0003. 연극․ 화․뮤지컬 람 .193** .191** 1.0004. 박물 ․미술 ․음악회 람 .166** .162** .489** 1.0005. 남성 보호자와의 계 .166** .187** .264** .223** 1.0006. 여성 보호자와의 계 .111** .117** .227** .198** .570** 1.0007. 문학 독서 정도 .035 .020 .087** .128** .050 .088** 1.0008. 교양 독서 정도 .141** .128** .107** .237** .083** .095** .453** 1.0009. 사교육비(자연로그값) .357** .381** .163** .155** .184** .175** .059 .097** 1.00010. 혼자 공부하는 시간 .151** .154** .038 .034 .110** .145** .129** .187** .090** 1.00011. 성실성 평가 -.012 .000 .039 .036 .121** .111** .033 .072* -.038 .087** 1.0012. 꿈 평가 .070* .048 .020 .055 .075* .147* .043 .120** .021 .100** .404** 1.0013. 리더십 평가 .056 .058 .016 .028 .134** .141** .042 .051 .043 .043 .306** .417** 1.0014. 수능 표 수 합 .170** .200** .097** .105** .137** .150** .243** .234** .188** .302** .256** .271** .195** 1.0015. 내신 백분 .090** .101** .014 .021 .105** .126** .174** .146** .038 .218** .369** .350** .248** .592** 1.0016. 수능 언어 역 .134** .149** .062 .081* .109** .090** .282** .271** .142** .235** .233** .213** .151** .870** .495** 1.0017. 수능 수리 역 .143** .171** .098** .105** .119** .164** .140** .138** .145** .249** .189** .277** .180** .815** .494** .515** 1.0018. 수능 외국어 역 .163** .197** .089** .087** .127** .132** .212** .201** .197** .296** .242** .211** .173** .906** .544** .752** .588** 1.00

N=987 **p<.01 *p<.05

<표 2> 상 계수


2. 소득, 직업 및 학력에 따른 문화자본과 사회자본의 차이 검증

문화자본과 사회자본은 계층에 따라 향유 정도가 상이할 수 있다. 한 서구 사회에서 목도되는

문화자본과 사회자본의 존재양상이 한국 사회에서는 다른 양상으로 존재할 개연성도 있다. 여기에서

는 한국 사회에서 소득, 직업, 학력에 따라 문화자본과 사회자본에서 어떤 차이가 존재하는지를 간략

하게 살펴보겠다.

가. 문화자본에 대한 차이 검증

<표 3>에 제시된 것처럼, 화․연극․뮤지컬 람 정도는 가구 소득, 보호자의 직업 학력에

따라 일부 집단간에 유의미한 차이가 있었다. 그러나 월평균 가구 소득이 500만원을 과하는 집단

과 351-500만원 집단 351-500만원 집단과 201-350만원인 집단간에는 유의미한 차이가 없었다.

한 상 정신노동직 집단은 하 정신노동직 집단과는 의미 있는 차이를 보이지 않았으며 하 정신노

동직과 상 , 하 육체노동직 집단간에도 의미 있는 차이가 없었다. 남성 보호자의 학력을 기 으로

화․연극․뮤지컬 람 정도를 살펴본 결과, 졸 이하의 학력을 가진 집단은 그 이상의 학력을

가진 모든 집단과 유의미한 차이가 있었지만, 고졸 이상의 학력을 가진 집단들 사이에서는 유의미한

차이가 없었다.

<표 3> 화․연극․뮤지컬 람 정도 차이 검증

N M SD F 사후검증

월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 2.3772 1.02526

12.008***

1-3*

1-4***

2-4***

3-4**

2. 351-500만원 232 2.1897 1.00142

3. 201-350만원 415 2.0651 1.01110

4. 200만원 이하 226 1.7611 .93594합계 987 2.0608 1.01027

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 2.2886 1.00315

6.897***

1-3**

1-4**2. 하 정신노동직 258 2.1434 1.016773. 상 육체노동직 272 1.9412 1.003794. 하 육체노동직 256 1.9258 .98138합계 987 2.0608 .03216

보호자

학력

1. 학원 이상 54 2.2407 .95038

5.232**

1-4*

2-4**

3-4*

2. 학교 졸업 293 2.1536 1.010373. 고등학교 졸업 508 2.0650 1.023264. 학교 졸업 이하 132 1.7652 .93171합계 987 2.0608 1.01027

***p<.001, **p<.01, *p<.05



월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 1.8684 .84679

11.749***

1-3*

1-4***

2-4***

3-4**

2. 351-500만원 232 1.7284 .810893. 201-350만원 415 1.6241 .74755

4. 200만원 이하 226 1.4071 .64135합계 987 1.6272 .76484

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 1.7861 .81793

6.912***

1-3*

1-4**

2-4*

2. 하 정신노동직 258 1.6977 .814313. 상 육체노동직 272 1.5699 .745654. 하 육체노동직 256 1.4922 .65674

합계 987 1.6272 .76484

보호자

학력

1. 학원 이상 54 1.9630 .80007

11.042***

1-3*

1-4***

2-4***

3-4**

2. 학교 졸업 293 1.7167 .788373. 고등학교 졸업 508 1.6122 .75709

4. 학교 졸업 이하 132 1.3485 .62985합계 987 1.6272 .76484

<표 4>에서 볼 수 있는 것처럼, 소득과 직업, 학력에 따른 박물 ․미술 ․음악회 람 정도의

차이는 화․연극․뮤지컬 람 정도의 차이와 유사했다. 월평균 가구 소득을 기 으로 한 집단간

비교 결과 200만원 이하 집단이 그 이상의 모든 집단과 유의미한 차이를 보 으며, 500만원을 과

하는 집단은 201-350만원인 집단과도 차이를 보 다. 보호자의 직업을 기 으로 했을 때는 화․연

극․뮤지컬 람 정도의 차이 비교 결과 유의미한 차이를 보 던 상 정신노동직과 상 육체노동직

하 육체노동직 사이에서 유의미한 차이를 발견할 수 있었으며 이 외에도 하 정신노동직 집단

과 하 육체노동직 집단 사이에서 추가 인 차이를 확인할 수 있었다. 남성 보호자의 학력을 기 으

로 했을 때는 학교 졸업 이하의 학력을 가진 집단이 그 이상의 학력을 가진 모든 집단과 유의미

한 차이를 보 을 뿐만 아니라 학원 이상의 학력을 가진 집단과 고졸의 학력을 가진 집단 사이에

서 추가 인 차이가 있었다.

<표 4> 박물 ․미술 ․음악회 람 정도 차이 검증

***p<.001, **p<.01, *p<.05


아래의 <표 5>는 가구 소득, 보호자의 직업 학력에 따라 문학 독서 정도의 집단간 차이 양상

을 정리한 것이다. 여기서 알 수 있듯이, 문학 독서 정도와 가구 소득, 보호자의 직업 학력 사이

에는 통계 으로 의미를 부여할 만한 연 성이 없다. 이러한 결과는 한국 사회에서 어도 고등학생

수 에서 문학 독서 정도는 계층에 따라 별로 다르지 않다는 을 의미한다.

<표 5> 학생의 문학 독서 정도 차이 검증


월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 2.9386 1.34549

.894 -2. 351-500만원 232 2.9526 1.463083. 201-350만원 415 2.8096 1.272114. 200만원 이하 226 2.7920 1.28794

합계 987 2.8541 1.33109

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 2.9851 1.34342

1.511 -2. 하 정신노동직 258 2.8953 1.369733. 상 육체노동직 272 2.7316 1.299174. 하 육체노동직 256 2.8398 1.31124

합계 987 2.8541 1.33109

보호자

학력

1. 학원 이상 54 3.1111 1.36902

3.246 -2. 학교 졸업 293 2.9659 1.364493. 고등학교 졸업 508 2.8327 1.325504. 학교 졸업 이하 132 2.5833 1.22345

합계 987 2.8541 1.33109

***p<.001, **p<.01, *p<.05

<표 6>은 학생 문화자본의 다른 척도인 교양 독서 정도가 가구 소득, 보호자의 직업 학력

에 따라 어떻게 달라지는지를 보여주고 있다. 여기서 알 수 있듯이, 문학 독서 정도와는 달리 교양

독서 정도는 가구 소득, 보호자의 직업 학력에 따라 부분 으로 유의미한 차이를 나타내고 있다.

그 지만 그 정도는 앞에서 살펴 본 가정 문화자본의 계층별 차이 양상과 비교해 보면 상당히 미약

한 것이다. 이러한 결과는 문학 독서 정도뿐만 아니라 보다 높은 수 의 교양 수 을 필요로 하는

교양 독서 정도도 가정배경과 하게 연계되어 있는 것은 아니라는 을 시사해 다. 여기에는 입

시 비에 매진하느라 문학작품이나 교양도서를 특별히 챙겨 읽는 것이 여의치 않은 한국 실이

어느 정도 작용하고 있는 것으로 생각한다. 따라서 여기서 얻은 결과를 일반화시키기 해서는 등

학교나 학교 수 에서도 동일한 결과가 일 되게 나타나는지를 살펴볼 필요가 있을 것이다.


<표 6> 학생의 교양 독서 정도 차이 검증


월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 2.2456 1.11753

7.074***2-3**

2-4**

2. 351-500만원 232 2.2629 1.196973. 201-350만원 415 1.9542 .963254. 200만원 이하 226 1.9115 .96662

합계 987 2.0507 1.05116

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 2.2836 1.06498

5.235**1-3**

1-4*

2. 하 정신노동직 258 2.0853 1.062493. 상 육체노동직 272 1.9375 .990624. 하 육체노동직 256 1.9531 1.06539

합계 987 2.0507 1.05116

보호자

학력

1. 학원 이상 54 2.3889 1.15606

4.505** 1-4*2. 학교 졸업 293 2.1331 1.069203. 고등학교 졸업 508 2.0236 1.063764. 학교 졸업 이하 132 1.8333 .85754

합계 987 2.0507 1.05116

***p<.001, **p<.01, *p<.05

나. 사회자본에 대한 차이 검증

<표 7>은 집단에 따라 학생과 남성 보호자와의 계에 어떤 차이가 있는지가 제시되어 있다. 먼

, 월평균 가구 소득이 200만 원 이하인 집단은 다른 모든 집단과 유의미한 차이를 보이고 있었다.

그러나 그 외의 집단 간에는 유의미한 차이가 없었다. 보호자의 직업을 기 으로 하여 살펴보면, 상

정신노동직 집단만 다른 집단과 유의미한 차이를 보이고 있었고 그 이하의 집단 간에는 의미 있는

차이가 나타나지 않았다. 남성 보호자의 학력을 기 으로 했을 때는 졸 이하의 학력을 가진 집단

이 다른 모든 집단과 유의미한 차이를 보이고 있었고, 졸 집단이 고졸 집단과 차이를 드러냈다.


<표 7> 남성보호자와의 계 차이 검증


월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 22.3421 4.08933

11.944***

1-4***

2-4***

3-4**

2. 351-500만원 232 22.2543 3.894723. 201-350만원 415 21.3687 3.974744. 200만원 이하 226 20.2301 4.19631

합계 987 21.4286 4.08774

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 22.5124 3.85371

6.611***

1-2*

1-3**

1-4**

2. 하 정신노동직 258 21.4264 4.215553. 상 육체노동직 272 21.0404 3.958534. 하 육체노동직 256 20.9922 4.13781

합계 987 21.4286 4.08774

보호자

학력

1. 학원 이상 54 22.8704 3.80192

11.023***

1-4***

2-3*

2-4***

3-4*

2. 학교 졸업 293 22.1058 3.951643. 고등학교 졸업 508 21.2598 3.998454. 학교 졸업 이하 132 19.9848 4.37548

합계 987 21.4286 4.08774***p<.001, **p<.01, *p<.05

마지막으로, <표 8>에서 볼 수 있는 것처럼 가구 소득, 보호자의 직업 학력 수 에 따라 여성

보호자와의 계도 차이가 있었다. 그런데 그 차이는 체로 상층 이상 계 과 하층 계 사이에

서만 집 으로 나타났다.

<표 8> 여성보호자와의 계 차이 검증


월평균

가 구

소 득

1. 500만원 과 114 24.6842 3.47766

5.755**1-4*

2-4**

2. 351-500만원 232 24.8233 3.211023. 201-350만원 415 24.2651 3.143454. 200만원 이하 226 23.6018 3.67221

합계 987 24.2928 3.34985

보호자

직 업

1. 상 정신노동직 201 24.9502 3.23844

5.068** 1-4**2. 하 정신노동직 258 24.4612 3.222073. 상 육체노동직 272 24.1287 3.507764. 하 육체노동직 256 23.7813 3.31115

합계 987 24.2928 3.34985

여성

보호자

학력

1. 학원 이상 13 25.7692 1.05097

8.660** 2-4***

3-4**

2. 학교 졸업 148 25.1284 .267823. 고등학교 졸업 613 24.3524 .132174. 학교 졸업 이하 213 23.4507 .23495

합계 987 24.6751 .42148***p<.001, **p<.01, *p<.05


3. 수능성적과 내신성적의 구조방정식모형 추정 결과

가. 모형의 적합도 검증

아래의 <표 9>는 본 연구에서 설정한 구조방정식 모형의 합도를 단하기 한 여러 지표와 그

결과를 정리한 것이다. 사례수에 민감하게 변화하는 χ2 제외한 다른 지표들은 일반 으로 통용되는

기 (즉 GFI: .90 이상, NFI: .90 이상, RMSEA: .05 이하)(배병렬, 2005)에 의해 본 연구에서 설정한

모형이 합한 것을 보여 다.

<표 9> 수능성 과 내신성 의 구조방정식모형 평가지수

χ2 df GFI NFI RMSEA수능모형 110.724(P=.00) 61 .984 .969 .029내신모형 117.416(P=.00) 61 .983 .967 .031

나. 측정모형과 구조모형의 모수추정치 비교

아래의 <표 10>은 수능모형과 내신모형 각각의 측정모형 모수추정치를 정리한 것이다. 분석결과

각 측정변수의 t-value가 P<.001 수 에서 모두 유의미한 결과를 보여주고 있어서 각각의 측정변수가

잠재변수를 타당하게 설명하는 것으로 단할 수 있다.

<표 10> 측정모형의 모수추정치

측 정 변 수가정경제자본 가정문화자본 가정사회자본 학생문화자본 사교육 자기주도학습 교사인식

수능 내신 수능 내신 수능 내신 수능 내신 수능 내신 수능 내신 수능 내신

가구소득 1.00 1.00

생활비.676(.024)***

.670(.024)***

연극 화뮤지컬 람 1.00 1.00박물 ․미술 ․음악회 람

.620(.074)***

.628(.075)***

남성 보호자 계 1.00 1.00

여성 보호자 계.810(.081)***

.807(.081)***

문학 독서 정도 1.00 1.00

교양 독서 정도.918(.119)***

1.091(.176)***

사교육비 1.00 1.00혼자 공부하는 시간 1.00 1.00꿈 평가 1.00 1.00

성실성 평가 .849(.074)*** .915

(.072)***

리더십 평가 .898(.075)*** .899

(.074)***

( ) 표 오차. *** p<.001


다음의 <표 11>은 수능 내신성 구조모형의 모수추정치를 정리한 것이다.

<표 11> 수능모형과 내신모형의 구조모형 추정치 비교

경 로

수능모형 내신모형

추정치표 화

추정치임계치(C.R) 추정치

표 화

추정치임계치(C.R)

가정경제자본→ 가정문화자본 .001 .353 8.423*** .001 .355 8.430***

가정경제자본 → 가정사회자본 .002 .110 2.602** .002 .109 2.572*

가정경제자본→ 학생문화자본 .000 .085 1.847 .000 .095 2.101*

가정경제자본 → 사교육 .003 .334 9.907*** .003 .335 9.877***

가정경제자본 → 자기주도 학습 .006 .109 3.274** .006 .107 3.223**

가정경제자본 → 학업성취 .018 .076 2.350* .006 .041 1.262

가정문화자본 → 가정사회자본 1.869 .275 4.812*** 1.889 .276 4.827***

가정문화자본 → 학생문화자본 .169 .093 1.610 .161 .096 1.680

가정문화자본→사교육 .285 .089 2.086* .281 .088 2.049*

가정사회자본 → 학생문화자본 .030 .112 2.179* .025 .103 2.019*

가정사회자본 → 사교육 .064 .138 3.629*** .064 .138 3.628***

가정사회자본 → 자기주도 학습 .382 .115 3.004** .389 .117 3.071**

가정사회자본 → 교사인식 .036 .225 4.715*** .035 .223 4.727***

학생문화자본 → 교사인식 .078 .129 2.065** .084 .132 2.735**

학생문화자본 → 자기주도 학습 2.578 .208 4.955*** 2.722 .201 5.002***

학생문화자본 → 학업성취 12.244 .226 5.601*** 3.292 .095 2.527*

사교육 → 학업성취 3.292 .106 3.487*** -.291 -.016 -.518

자기주도 학습 → 학업성취 .834 .191 6.437*** .354 .138 4.658***

교사인식 → 학업성취 28.858 .321 8.158*** 26.395 .488 11.219***

R 2

가정문화자본: .125 가정사회자본: .109

학생문화자본: .044 사교육: .187

자기주도 학습: .087 교사인식: .077

학업성취 : .292

가정문화자본: .126 가정사회자본: .109

학생문화자본: .045 사교육: .186

자기주도 학습: .085 교사인식: .076

학업성취 : .303


아래의〔그림 2〕와 〔그림 3〕은 수능모형과 내신모형 각각의 구조모형 추정 결과를 그림으로

나타낸 것이다. 그림에서 실선은 유의미한 경로이고 선은 유의미하지 않은 경로이다.

〔그림 2〕 구조모형 추정 결과(수능성 )

〔그림 3〕 구조모형 추정 결과(내신성 )


이상의 결과를 통해서 알 수 있듯이, 수능성 모형과 내신성 모형은 가정의 경제자본과 문화자

본, 사회자본, 학생의 문화자본 등과 구조 으로 다소 상이한 계를 갖는 것으로 나타났다. 직 효

과를 갖는 것으로 가정되었던 경로의 유의성 차원에서 살펴보면 먼 가정 경제자본이 학생 문화자

본에 해 갖는 직 효과가 수능성 모형에서는 유의미하지 않았으나 내신성 모형에서는 유의미

했다. 반면에 가정 경제자본이 학업성취에 해 갖는 직 효과와 사교육이 학업성취에 해 갖는 직

효과는 수능성 모형에서는 유의미했지만, 내신성 모형에서는 유의미하지 않았다. 이와 같은 결

과는 내신성 에 비해 수능성 은 가정의 경제자본에 의해 직간 으로 더 큰 향을 받고 있음을

시사해주는 것으로서 교육평등 사회평등을 해서는 수능보다는 내신 주의 입 정책이 강화되

어야 함을 시사해 다.

다. 효과 분해

아래의 <표 12>는 연구모형에 나타난 각 경로의 효과를 체효과, 직 효과, 간 효과로 나 어

정리한 것이다. 수능 모형에서 학업성취에 한 직 효과의 크기는 교사인식(.321), 학생문화자본

(.226), 자기주도 학습(.191), 사교육(.106), 가정 경제자본(.076)의 순으로 나타났고, 가정 사회자본,

가정 문화자본은 직 효과를 갖지 않는 것으로 밝 졌다. 그러나 수능성 에 한 체 효과의 크기

가 교사인식(.321), 학생 문화자본(.308), 가정 경제자본(.201), 자기주도 학습(.191), 가정 사회자본

(.143), 사교육(.106), 가정 문화자본(.077)의 순으로 나타남으로써, 수능성 에 한 직 효과와는 차

이를 보 다. 수능성 에 한 간 효과는 가정 사회자본(.143), 가정 경제자본(.125), 학생 문화자본

(.081), 가정 문화자본(.077)의 순이었다. 특히 가정의 경제자본과 사회자본은 직 효과의 측면에서는

수능성 에 그리 큰 향을 끼치지 못했지만, 간 효과의 측면에서 매우 큰 향력을 행사하고 있었

다.

한편 내신 모형에서는 학업성취에 한 직 효과 크기가 교사인식(.488), 자기주도 학습(.138),

학생문화자본(.095)의 순으로 나타났고, 가정 경제자본(.041)과 사교육(-.016)이 갖는 효과는 유의미하

지 않았으며, 가정 사회자본, 가정 문화자본은 직 효과가 없었다. 그러나 내신성 에 한 체 효

과의 크기는 교사인식(.488), 학생 문화자본(.187), 가정 사회자본(.142), 자기주도 학습(.138), 가정

경제자본(.104), 가정 문화자본(.056), 사교육(-.016)의 순으로서 학업성취에 한 직 효과와 차이를

보 고, 수능 모형과도 차이를 보 다. 내신성 에 한 간 효과는 가정 사회자본(.142), 학생 문화

자본(.092), 가정 경제자본(.063), 가정 문화자본(.056)의 순이었다. 특히 내신 모형에서는 가정 사회자

본과 학생 문화자본이 비교 큰 간 효과를 보 는데, 이는 가정 사회자본과 가정 경제자본이 비교

큰 간 효과를 보 던 수능 모형과는 차이가 난다.


<표 12> 수능 모형과 내신 모형의 체 효과, 직 효과, 간 효과

추정변수

체효과 직 효과 간 효과

간 효과경로수능 내신 수능 내신 수능 내신

b β b β b β b β b β b β

가정경제자본

.001 .353 .001 .355 .001 .353 .001 .355 .000 .000 .000 .000 가정경제자본 → 가정문화자본

.003 .207 .003 .207 .002 .110 .002 .109 .002 .097 .002 .098 가정경제자본 → 가정사회자본

.001 .141 .001 .151 .000 .085 .000 .095 .000 .056 .000 .055 가정경제자본 → 학생문화자본

.009 .162 .009 .162 .006 .109 .006 .107 .003 .053 .003 .055 가정경제자본 → 자기주도학습

.003 .394 .003 .394 .003 .334 .003 .335 .000 .060 .000 .060 가정경제자본 → 사교육

.000 .065 .000 .066 - - - - .000 .065 .000 .066 가정경제자본 → 교사인식

.048 .201 .014 .104 .018 .076 .006 .041 .030 .125 .009 .063 가정경제자본 → 학업성취

가정문화자본

1.869 .275 1.889 .276 1.869 .275 1.889 .276 .000 .000 .000 .000 가정문화자본 → 가정사회자본

.225 .123 .208 .124 .169 .093 .161 .096 .056 .031 .047 .028 가정문화자본 → 학생문화자본

1.293 .057 1.301 .057 - - - - 1.293 .057 1.301 .057 가정문화자본 → 자기주도학습

.405 .127 .403 .126 .285 .089 .281 .088 .120 .038 .121 .038 가정문화자본 → 사교육

.085 .078 .084 .078 - - - - .085 .078 .084 .078 가정문화자본 → 교사인식

7.620 .077 3.234 .056 - - - - 7.620 .077 3.234 .056 가정문화자본 → 학업성취

가정사회자본

.030 .112 .025 .103 .030 .112 .025 .103 .000 .000 .000 .000 가정사회자본 → 학생문화자본

.459 .138 .457 .138 .382 .115 .389 .117 .077 .023 .068 .021 가정사회자본 → 자기주도학습

.064 .138 .064 .138 .064 .138 .064 .138 .000 .000 .000 .000 가정사회자본 → 사교육

.039 .240 .037 .237 .036 .115 .035 .223 .002 .015 .002 .014 가정사회자본 → 교사인식

2.074 .143 1.204 .142 - - - - 2.074 .143 1.204 .142 가정사회자본 → 학업성취

학생문화자본

2.578 .208 2.722 .201 2.578 .208 2.722 .201 .000 .000 .000 .000 학생문화자본 → 자기주도학습

.078 .129 .084 .132 .078 .129 .084 .132 .000 .000 .000 .000 학생문화자본 → 교사인식

16.637 .308 6.478 .187 12.244 .226 3.292 .095 4.393 .081 3.186 .092 학생문화자본 → 학업성취

자기주도학습 .834 .191 .354 .138 3.292 .191 .354 .138 .000 .000 .000 .000 자기주도 학습 → 학업성취

사교육 3.292 .106 -.291 -.016 .834 .106 -.291 -.016 .000 .000 .000 .000 사교육 → 학업성취

교사인식 28.858 .321 26.395 .488 28.858 .321 26.395 .488 .000 .000 .000 .000 교사인식 → 학업성취


Ⅴ. 결론

본 연구는 가구 소득, 보호자의 직업 학력에 따라 가정의 문화자본과 사회자본, 학생의 문화자

본에 어떤 차이가 존재하는지를 탐색하고, 가정의 경제자본, 문화자본, 사회자본 학생의 문화자본

이 내신 성 과 수능 수에 하여 어떤 구조 계를 갖는지를 밝히기 하여 수행되었다. 연구결

과를 통해 다음과 같은 결론과 함의를 얻을 수 있었다.

첫째, 한국 사회의 가정 내 문화자본 보유 양상은 서구 사회와는 다르다고 볼 수 있다. ANOVA

분석 결과 본 연구에서 가정의 문화자본을 측정하기 한 척도로 사용한 화․연극․뮤지컬 람

정도와 박물 ․미술 ․음악회 람 정도는 가구 소득, 보호자의 직업 학력을 기 으로 한 집단

간에 유의미한 차이가 있었으며, 구조방정식모형에서도 가정 문화자본은 가정 경제자본으로부터 유

의미한 향을 받고 있었다. 그런데 이러한 차이는 가정의 문화자본 보유 양상을 상층, 간층, 민

계 의 세 유형 이들 계 내의 다양한 분 와 사회-직업 범주에 따라 세분했던 Bourdieu(1984)

의 연구에서 볼 수 있는 것과는 달랐다. 즉 한국 사회에서는 가정 내 문화자본이 이처럼 세분된 형

태가 아니라 체로 간층 이상의 것과 하층의 것으로 이분되어 존재하고 있었다. 한 가정 문화

자본의 보유 양상이 직업보다는 학력과 가구 소득에 의해 더 큰 향을 받고 있다는 도 서구 사

회와 다른 이다. 이러한 결과가 나타난 것은 한국 사회가 갖는 역사 , 문화 특수성 때문으로

볼 수 있다. 즉 한국 사회는 한 세기도 안 되는 짧은 기간 동안에 일제 식민통치, 한국 쟁, 압축

산업화, 민주화 등과 같은 격한 사회변화를 겪었는데, 이러한 변화를 겪으면서 지배계 이 새롭게

충원되거나 뒤바 었기 때문에 한국 사회에서는 높은 교양 수 과 체화된 문화 취향을 필요로 하

는 지배계 만의 배타 고 문화가 성립되기 어려웠을 것이다.

둘째, 교육평등과 사회평등을 해서는 내신을 시하는 입 형제도가 강화될 필요가 있다는 결

론을 얻을 수 있었다. 가정의 경제자본은 내신 모형에 비해 수능 모형에서 더 큰 향력을 행사하고

있었다. 내신 모형에서는 경제자본과 사교육의 직 효과가 유의미하지 않았지만 수능 모형에서는

경제자본과 사교육이 각각 유의미한 직 효과를 갖는 것으로 나타났다. 간 효과까지를 고려한 체

효과의 측면에서도 이러한 차이가 확인되었다. 따라서 최근 상 서열에 치한 일부 학들이 계획

하고 있는 것처럼 수능성 만으로 수시 모집에서 신입생 정원의 최 50%까지를 뽑는 형제도를

도입하고, 정시 모집에서는 내신 3등 혹은 4등 까지 만 을 부여하여 내신의 실질반 률을 낮춘

다면, 가정배경에 따른 교육격차의 심화는 피하기 어려울 것이다.

셋째, 한국 사회에서 사회자본과 학생 문화자본은 학업성취 격차를 감소시키는 데 실질 인 기여

를 할 수 있다고 볼 수 있다. 수능 내신 성 모두에서 사회자본은 유의미한 직 효과를 갖지는

않았지만, 다양한 간 경로를 통해서 사교육의 효과를 능가할 정도의 비교 큰 체효과를 갖는 것

으로 나타났다. 한편 가정 내 사회자본은 가구 소득, 보호자의 직업 학력에 따라 차이가 있었지


만, 여성 보호자와의 계에서는 이러한 차이가 상 으로 작게 나타났다. 이러한 결과가 나타난 것

은 한국 사회에서는 통 으로 양육의 책임을 어머니가 담당해왔으며, 엄친자모라는 독특한 양육문

화 속에서 자녀들은 어머니와 더 강한 유 계를 유지해왔고, 이들 어머니들은 높은 교육열을 바탕

으로 하여 계층에 계없이 자녀교육에 여해 왔기 때문인 것으로 보인다. 일반 으로 사회자본은

경제자본이나 문화자본에 비해 유동 인데, 이러한 유동성을 바탕으로 하여 사회자본이 학업성취 격

차 해소에 일정 정도 기여할 것으로 기 할 수 있다.

한편 학생의 문화자본 한 가정의 경제자본이나 문화자본에 직 인 향을 받지 않고 있는데,

이러한 특성으로 인해 사회자본과 함께 학업성취의 격차를 해소하는 데 기여할 수 있다고 볼 수 있

다. 본 연구에서는 학생 문화자본이 가정의 소득, 보호자의 직업 학력에 따라 큰 차이가 없고, 학

생 문화자본은 경제자본과 가정 문화자본으로부터 유의미하지 않거나 상 으로 작은 향만을 받

고 있으며, 수능과 내신에 유의미한 직 효과를 갖는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 상 으로 가

정배경의 향을 덜 받는 사회자본과 함께 학생 문화자본도 가정배경의 차이에 기인한 학업성취 격

차를 완화시키는 데 일정 정도 기여할 수 있음을 시사해주는 것으로 볼 수 있다. 특히 본 연구에서

는 학업성취에 향을 끼치는 학생의 문화자본을 독서활동으로 상정하 는데, 이는 부모의 심이

경제자본이나 문화자본의 향을 덜 받으면서도 학업성취에는 비교 큰 향을 끼치는 것으로 나타

난 독서활동에 한 지원으로 이어질 때 가정 내 사회자본은 학업성취 격차 해소에 실질 인 기여를

할 수 있음을 의미한다. 이 과정에서 공교육 기 내의 학교도서 을 심으로 하여 소득 계층 학

부모들을 상으로 한 학부모 교육이 내실 있게 이루어진다면 그 효과는 배가될 수 있을 것이다.


참 고 문 헌

곽수란(2006). “인문계 학생의 학업성취 결정요인.” 교육사회학연구, 16(2), 1-29.

김경근(1999). “교육성취에 한 가족구성의 향.” 교육사회학연구, 9(3), 1-23.

김경근(2000). “가족 내 사회 자본과 아동의 학업성취.” 교육사회학연구, 10(1), 21-40.

김경근․변수용(2006). “한국사회에서의 상 학교 진학 선택 결정요인.” 교육사회학연구, 16(4), 1-27.

김경근․변수용(2007). “한국사회에서의 학업성취에 한 문화자본의 향.” 교육사회학연구, 17(1), 23-51.

김 화․김병 (1999). “한국 산업화 과정에서의 교육과 사회계층 이동.” 교육학연구, 37(1), 155-172.

김 희(2002). “아동기 자녀의 학업성취에 향을 미치는 요인에 한 연구: 환경 요인인가 는

가족구조인가?” 한국생활과학회지, 11(4), 357-365.

김일 (2005). “고등학생의 가정배경 요인과 수학성취도와의 구조 계.” 박사학 논문. 연세 학교.

문은식․김충희(2003). “부모의 학습지원행동과 ․ 학생의 학업동기 학업성취도와의 계.” 교

육심리연구, 17(2), 271-288.

방하남․김기헌(2001). “변화와 세습: 한국 사회의 세 간 지 세습 성취구조.” 한국사회학, 35(3), 1-30.

방하남․김기헌(2002). “기회와 불평등: 고등교육 기회에 있어서 사회계층간 불평등의 분석.” 한국사

회학, 36(4), 193-222.

배병렬(2005). 구조방정식모델: 이해와 활용. 서울: 청람.

신 ․조돈문․조은(2003). 한국 사회의 계 론 이해. 서울: 한울아카데미.

유한구(2006). 사회계층과 교육격차. 서울: 한국직업능력개발원.

이정환(2002). “가족환경, 과외, 성 .” 한국사회학, 36(6), 195-213.

장미혜(2001). “소비 얏식에 미치는 문화자본과 경제자본의 상 효과.” 박사학 논문. 연세 학교.

장상수(2000). “교육기회의 불평등: 가족배경이 학력성취에 미치는 향.” 한국사회학, 34(3), 671-710.

주동범(1998). “학생배경과 학업성취: 어머니의 자녀교육에의 여가 매개하는가?” 교육사회학연구,

8(1), 41-56.

한국교육개발원(2006). 교육통계연보. 서울: 한국교육개발원.

Anheier, H., J. Gerhards, and F. Romo(1995). Forms of capital and social structure in cultural fields: Examining Bourdieu's social topography. American Journal of Sociology, 100(4), 859-953.

Aschaffenburg, K. and Ineke Mass.(1997). Cultural and educational careers: The dynamics of social reproduction. American Sociological review, 62, 573-587.

Bendix, R. and S. Lipset(1966). Class, status, and power: Social stratification in comparative perspective. New York: Free Press.


Bourdieu, P.(1973). Cultural reproduction and social reproduction. In R. Brown(ed.), Knowledge, education and cultural change, London: Tavistock.

Bourdieu, P.(1984). Distinction: A social critique of judgement of taste, Cambridge: Harvard University Press.

Bourdieu, P.(1986). The forms of capital. In J. Richardson(ed.), Handbook of theory and research for the sociology of education, New York: Greenwood Press.

Bourdieu, P.(1996). The state nobility: Elite schools in the field of power. Stanford: Stanford University Press.

Coleman, J.(1988). Social capital in the creation of human capital. American Journal of Sociology, 94, 95-120.

Coleman, J.(1997). Family, school, and social capital. In L. Saha(ed.), International encyclopedia of the sociology of education, New York: Elsevier Science Ltd.

Crook, C.(1997). Cultural practices and socioeconomic attainment: The Australian experience. Connecticut: Greenwood Press.

De Graaf, N., P. De Graaf, and G. Kraaykamp(2000). Parental cultural capital and educational attainment in the Netherlands: A refinement of the cultural capital perspective. Sociology of Education, 73(2), 92-111.

De Graaf, P.(1988). Parents' financial and cultural resources, grades, and transition to secondary school in the Federal Republic of Germany. European Sociological Review, 4, 209-221.

DiMaggio, P.(1982). Cultural capital and school success: the impact of status culture participation on the grades of U.S high school students. American Sociological Review, 47(2), 189-201.

DiMaggio, P. and J. Mohr(1985). Cultural capital, educational attainment, and marital selection. American Journal of Sociology, 90, 1231-1261.

Dumais, S.(2002). Cultural capital, gender and school success: The role of habitus. Sociology of Education, 75(1), 44-68.

Erickson, B.(1996). Culture, class, and connections. The American Journal of Sociology, 102(1), 217-251.Halle, D.(1992). The audience of abstract art: Class, culture and power, in Lamont, M. & M.

Fournier. Cultivating difference. Chicago: The University of Chicago Press.Hao, L.(1994). Kin support, welfare, and out-of-weldock mothers. New York: Garland.Ho Sui-Chu, E. and J. Willims(1996). Effects of parental involvement on eight-grade achievement.

Sociology of Education, 69(2), 126-141. Joireman, J. and M. Abbott(2003). Structural equation models and assessing relationship among

student activities, ethnicity, poverty, parent's education, and academic achievement. Washington School Research Center: Seattle Pacific University.


Kalmijnm, M. and G. Kraaykamp(1996). Race, cultural capital, and schooling: An analysis of trends in the united states. Sociology of Education, 69(1), 22-34.

Katsillis, J. and R. Rubinson(1990). Cultural capital, student achievement and educational reproduction: The case of Greece. American Sociological Review, 55(2), 270-179.

Lamont, M. and A. Lareau(1988). Cultural capital: Allusions, gaps, and glissandos in recent theoretical developments. Sociological Theory, 6, 153-168.

Lareau, A. and E. Horvat(1999). Moments of social inclusion and exclusion: Race, class and cultural capital in the family-school relationships. Sociology of Education, 72(1), 37-53.

Mclanahan S. and G. Sandefur(1994). Growing up with a single parent: what hurts, what helps. Cambridge: Harvard University Press.

Okpala, C., A. Okpala, and F. Smith(2001). Parental involvement, instructional expenditures, family

socioeconomic attributes and student achievement. The Journal of Educational research,

95(2), 110-115.

Parcel, T. and E. Menaghan(1994). Early parental work, family social capital, and early childhood outcomes. American Journal of Sociology, 99, 972-1009.

Sattes, B(1985). Parent involvement: A review of the literature. Appalachia Educational Laboratory. WV: Charleston.

Stevenson D. and D. Baker(1987). The family-school relation and the child's school performance. Child Development, 58(5), 1348-1357.

Teachman, J., K. Paasch, and K. Carver(1997). Social capital and the generation of human capital. Social Forces, 75(4), 1343-1359.

Weber, M.(1968). Economy and society. New York: Bedminster Press.

Zick, C., W. Bryant and E. sterbacka(2001). Mother's employment, parental involvement, and the implications for intermediate child outcomes. Social Science Research, 30, 25-49.

• 논문 수 2007년 8월 12일 / 수정본 수 9월 16일 / 게재 승인 9월 20일

• 백병부: 고려 학교 국어교육과를 졸업한 뒤 동 학원 교육학과에서 교육사회학 성인계속교

육학으로 석사학 를 취득하고 재 박사과정에 재학 임. 주요 심 분야는 교육격차,

학교문화, 청소년비행 등임.

• 김경근: 고려 학교 교육학과를 졸업하고 University of Chicago 학원에서 교육경제학 공으로

M.A. Ph.D.를 취득하 음. 한국개발연구원(KDI) 연구 원을 거쳐 재 고려 학교 교

수로 재직하고 있음. 주요 심분야는 교육과 사회변동, 인간자본론, 교육열, 교육격차,

재외한인교육 등임.


ABSTRACT

Structural relationships between academic achievement and economic, social,

and cultural capital

Baek, Byoung-bu(Korea University)

Kim, Kyung-keun(Korea University)

Using a representative data from Korean Education Employment Panel(KEEP), this study attempts

to investigate the existential aspects of social and cultural capital and the structural relationship

between academic achievement and economic, social, and cultural capital in Korea. The major

findings can be summarized as follows. First, cultural and social capital of the household are

differentiated by household income, household head's education and occupation, but these factors do

not affect the student's cultural capital. Second, the student's score on the College Scholastic Ability

Test(i.e., su-neng) is more affected by economic capital than his school grade(i.e., nae-sin). Third,

students' cultural and social capital have a relatively large effect on both su-neng and nae-shin. These

results suggest that the academic achievement gap between students of different socio-economic

backgrounds can be reduced by making the effort to increase students' cultural and social capital at

home and at school.

*Key words: academic achievement, economic capital, social capital, cultural capital

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