사주 통합 분석 직접 검증 동료심사 논문 사실상 부재
사주의 통합 분석(격국·신강신약·다요인 결합)을 사전등록·이중맹검·통제군 설계로 검증한 동료심사 학술 논문은 한국·중국·영어권 어디에서도 검색 범위 내에서 사실상 부재하다. 이 부재 자체가 데이터로서 의미를 지니되, “검증 결과 효과 없음”과 “검증 자체의 부재”는 구별되어야 한다.
EXECUTIVE SUMMARY
핵심 발견 6가지
인접 영역 점성술 메타분석은 우연 수준
인접 영역인 서양 점성술의 누적 메타분석(40여 연구)은 평균 효과 크기 r ≈ 0.05, p ≈ 0.66으로 우연 수준에 머무르며, 출생일·달·계절을 변수로 한 대규모 코호트 연구(n ≈ 15,000)에서도 의미 있는 효과는 검출되지 않았다. 사주가 동일한 핵심 가설을 공유하는 한, 이 누적 결과는 사주 효과의 사전확률 상한을 낮춘다. 다만 사주는 비선형 결합을 사용하므로 일반화에는 다리가 필요하다.
주관적 신뢰는 인지심리학 메커니즘으로 상당 부분 설명
사주 풀이가 “맞는 것처럼 느껴지는” 주관적 신뢰는 인지심리학에서 60년 이상 누적된 메커니즘(Forer 효과, 확증편향, 콜드리딩, 자기충족 예언 등)으로 상당 부분 설명되며, 사주 풀이의 형식은 그 메커니즘이 가장 강하게 작동하는 4대 조건(호의적 진술·권위 출처·모호한 일반 진술·개인 맞춤 입력)을 모두 충족한다. 그러나 인지편향이 모든 주관적 신뢰를 환원적으로 설명한다는 단정 또한 입증 불가능하다.
04
형식적 검증 가능성 95.7% vs 실질적 반증 가능성의 격차
사주의 검증 가능 명제 비율은 형식적으로는 매우 높지만(약 95.7%), 실제 검증 시 옹호 진영이 의지하는 4단 방어선(격국 후퇴·신강신약 회피·희기신 사후 변별·다요인 결합)이 사후 활성화되면 실질적 반증 가능성은 크게 침식될 수 있다. 이 격차의 해소에는 검증 시작 전 옹호 측 패널의 반증 임계 사전 합의가 필요하다.
05
자기 성찰·해석학 도구로의 작동은 양측이 부정하지 않음
사주의 통계적 유의성과 별개로, 사주가 일부 사용자에게 자기 성찰·해석학 도구로 작동한다는 점은 양측이 부정하지 않는다. 다만 그 기능이 사주 고유의 효과인지, 모든 자기 이해 도구가 공유하는 일반 효과인지는 별개의 미해결 질문이다.
06
META
본 검토의 신뢰도는 중간 수준
본 검토의 신뢰도는 중간 수준이다. 직접 검증 부재로 인해 “사주는 효과 없다”는 확정적 결론은 완전한 신뢰도를 얻기 어려우며, 옹호 측 자료의 통계적 엄밀성 결손으로 “사주는 효과 있다”는 결론도 지지되지 않는다. 양측이 사전 합의한 행정 데이터 검증(예: 일지 상충 부부 이혼율의 통계청 코호트 매칭)이 다음 단계로 권고된다.
SECTION 01
서론
1.1 조사의 목적과 범위
본 보고서는 한국 명리학(사주, 四柱)의 통계적 유의성을 학술 자료에 근거하여 객관적으로 평가한다.
다루는 영역. (a) 사주의 검증 가능 주장(성격·직업·건강·궁합·사건·재물·수명) 각각에 대한 통계적 검증 시도, (b) 인접 영역인 서양 점성술과 운세 일반의 검증 결과 — 사주에의 일반화 가능성 평가, (c) 인지 편향 메커니즘의 사주 신뢰도 설명력, (d) 옹호·회의 양측 입장의 강한 형태(steelman) 변증법적 검토.
다루지 않는 영역. 개인 사주 풀이, 사주의 종교적·영적 의미, 풍수·한의학·관상 등 인접 술수, 사주 시장의 경제적 측면.
1.2 사주의 학술적 정의
사주는 출생 연·월·일·시를 천간(10) 지지(12)의 간지(干支) 조합 8글자(사주팔자)로 표기하고, 음양오행론과 십성·격국·신살(神煞)·대운·세운 체계로 해석하는 동아시아 술수 전통이다.
한국에서는 송대 자평진전(子平眞詮), 청대 적천수(滴天髓)·궁통보감(窮通寶鑑) 등을 고전 1차 자료로, 자강 이석영의 『사주첩경』(1969)과 도계 박재완의 『명리사전』 등을 한국 토착화 대표 저작으로 한다.
본 보고서가 다루는 영역은 사주 명제 중 검증 가능 명제에 한정된다. 음양오행의 우주론적·형이상학적 의미는 본 검토의 범위 밖이다.
1.3 검증 기준
- 효과 크기 임계. Cohen's d ≥ 0.2 또는 Pearson r ≥ 0.1, 또는 OR ≥ 1.3을 “임상·실용적 의미가 있을 가능성”의 하한으로 고려. d ≥ 0.5 또는 OR ≥ 2.0은 강효과.
- 반증 가능성(Popper). 사후 변경 없이 사전에 명시된 분석법으로 영가설이 기각되는지 평가.
- 부재의 주장 ≠ 주장의 부재. “검증되지 않았다”가 자동으로 “효과 없음”을 의미하지 않는다는 원칙. 그러나 검증의 부재 자체가 인식론적 데이터로 기능하는 조건(옹호 진영의 검증 회피 패턴 등)은 별개로 평가.
- 이중 기준 회피. 사주에 적용되는 잣대는 비교 도구(MBTI·DISC·Holland)에도 동일하게 적용. 단, 비교 도구의 약점이 사주의 강함을 입증하지 않는다.
SECTION 02
사주가 주장하는 바
사주 고전 1차 자료(자평진전·적천수·연해자평·궁통보감)와 한국 토착화 저작, KCI 등재 논문, 통속 명리에서 통용되는 주장 46개를 영역별로 식별·분류했다.
검증 가능 비율 (A+B 등급)
0%
전체 46개 사주 주장 중 44개가 직접 검증 가능(A) 또는 측정 도구 필요(B) 등급. 표면적으로 사주는 형식적으로는 검증 가능한 명제 시스템이다.
검증 가능 비율 95.7%는 형식적 falsifiability이며 실질적 falsifiability와 격차가 있다.
영역별 등급 분포 (table-claim-distribution)
A · 직접 검증 가능 (24)
B · 측정 도구 필요 (20)
C · 모호 (1)
D · 형이상 (1)
2.3 옹호 진영의 4단 방어선
A+B 등급 비율 95.7%는 사주의 형식적 반증 가능성 지표다. 그러나 본 조사에서 식별된 옹호 진영의 4단 방어선이 검증 시 활성화되면 실질적 반증 가능성은 크게 침식된다.
D-01
격국 후퇴
“일간만으로 보지 않고 격국 전체로 본다.” 일간 단독 예측력은 사후 부정.
D-02
신강신약 회피
“신강이면 X, 신약이면 ¬X.” 사후 판정으로 어느 결과도 설명 가능.
D-03
희기신 사후 변별
“비견이 길신이면 X, 흉신이면 ¬X.” 길흉 판정이 결과를 본 뒤 가능.
D-04
다요인 결합
8글자 + 대운 + 세운 + 합·충 + 신살 + 격국 + 강약. 자유 파라미터 폭발로 사후 적합 가능.
SECTION 03
검증 시도의 학술적 현황
검색 범위는 동료심사 학술지(영어권·한국 KCI), 단행본, 1·2차 인용을 통해 추적된 1차 자료 21건이다.
0%
검증 가능 주장 비율
A+B 등급 합산
0
References 항목
[^1]–[^29], [^10] 결번
0
추출된 사주 주장
7개 영역, 4개 등급
핵심 자료
Carlson (1985)
28명 NCGR 인증 점성가의 출생차트–CPI 매칭 이중맹검. hit rate ≈ 34%, 우연 수준(33%)과 통계적 유의차 없음.
Nature 318:419
[1]
Hartmann et al. (2006)
VES(n≈4,000) + NLSY-1979(n≈11,000)에서 출생 연·월·일·계절을 EPQ 4차원·g인자로 회귀. 어떤 변수도 의미 효과 없음.
n ≈ 15,000
[3]
Dean & Kelly (2003)
40여 통제된 점성술 검증 연구의 메타분석. 평균 효과 크기 r = 0.051, SD = 0.118, p = 0.66.
메타분석
[4]
Forer (1949)
n=39. 동일한 13문장 성격 묘사를 “당신만을 위한 분석”으로 배포. 평균 정확도 평정 4.30/5.
평정 4.30/5
[5]
Hyman (1977)
콜드리딩 13개 기법 분류 — Barnum 진술, 피드백 활용, 다중 출구 진술, 선별적 기억 강화.
13 techniques
[11]
문상덕 (2023)
한국노동패널(KLIPS)에 사주 적성 코딩을 결합. Ordered Probit으로 적성-직업 일치자가 직업만족도·근속연수에서 유의 양성 효과(β > 0).
KCI 등재
[19]
3.2 인접 영역 추가 자료
위 6개 핵심 자료 외에도 점성술 관련 주요 통계 검증으로 다음이 인용된다.
- McGrew & McFall (1990). 6명의 전문 점성가가 23명 자원자 출생차트를 케이스 파일과 매칭. 우연 수준 및 비점성가 통제군과 유의 차이 없음 [2].
- Bastedo (1978). 1,000명+ 표본 인기 점성술 chi-square 검증. 무작위 분포와 구별되지 않음 [22].
- Persinger (1976). 196명 대학생 MMPI + 점성술 차트 632건의 chi-square 비교. 유의 chi-square 수가 우연 기대치 미만 [23].
- Eysenck & Nias (1982). 황도 12궁과 성격 가설은 통계적으로 지지되지 않음 [24]. Gauquelin 행성효과는 후속 재현 실패로 다수설은 부정 [25].
- Allum (2011). Eurobarometer 분석. 응답자의 약 25%가 점성술을 “매우 과학적”이라 응답 [14].
3.4 한국 명리학의 KCI 등재 자료
본 자료군은 사주의 예측력 직접 검증이 아니라, 주로 (a) 사주와 MBTI·DISC·Holland 등의 동형성 비교, (b) 노동패널 데이터 결합 관찰 분석, (c) 명리학의 상담 활용 모형 개발에 해당한다.
- 신영명·김기승 (2014). n=170(여 84%). MBTI + 사주 명식 비교. 외향감정↔상관, 외향사고↔정관 등의 “유의 상관” 보고 [16].
- 김은숙 (2021). Holland 6유형과 명리 격국 10개 패턴의 의미론적 대응 분석(이론 비교, 경험 표본 0) [17].
- 김나위 (2017). DISC 4유형과 일간 10천간 성격 묘사 비교 [18].
- 이재승 (제주대 학위논문). “명리학 기반 한국형 단기상담 모형 개발” — 검증보다 모형 개발·이론적 정당화 위주 [26].
3.5 옹호 진영의 점성술 재분석 시도
Ertel (2009); Currey (2011). Carlson (1985)의 원 데이터 재분석. 분석 변경을 통해 일부 부분집단·일부 분석 방식에서 “약한 양성 신호”(p < .05) 보고 [27][28].
McRitchie (2017), PhilArchive. Dean & Kelly (2003) 메타분석에 대한 옹호 진영 비평. 새 1차 데이터는 없으나, 효과 크기 r=0.05도 의미 있을 수 있다는 임상 임계 논쟁을 제기 [29].
SECTION 04
방법론적 평가
사주의 주관적 신뢰도를 설명하는 8개 인지 편향 메커니즘. Forer 효과 + Barnum 4대 증폭조건 + Nickerson 확증편향 + Hyman 콜드리딩의 결합.
4.2 한국 KCI 옹호 자료의 방법론 — 같은 잣대 적용
회의 측 자료에 적용하는 검정력·통제·맹검 기준을 옹호 측 자료에도 동일하게 적용한다 — 이중 기준 회피. 7개 KCI 옹호 자료를 6개 항목(표본 / 검정력 / 통제군 / 맹검 / 사전등록 / 다중비교 보정)으로 평가.
| 자료 | 표본 | 검정력 (d=0.2 검출) | 통제군 | 맹검 | 사전등록 | 다중비교 보정 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 신영명·김기승 (2014)[16] | n=170 (여 84%) | 8×8 카이제곱 셀당 ~3명 | 부재 | 부재 | 부재 | 부재 |
| 5급 공무원 명리학적 특성 | n=10 | 미달 | 부재 | 부재 | 부재 | 부재 |
| MBTI-사주 외향성 연구 | n=20 | 미달 | 부재 | 부재 | 부재 | 부재 |
| 김은숙 (2021)[17] | 0 (이론 비교) | — | — | — | — | — |
| 김나위 (2017)[18] | n과 통계량 초록 미상 | 미상 | 부재 | 부재 | 부재 | 부재 |
| 문상덕 (2023)[19] | KLIPS 대규모 | 양호 | 회귀 공변량 | 비맹검 코딩 | 부재 | 부분적 |
| 이재승 학위논문[26] | 모형 개발 (검증 아님) | — | — | — | — | — |
d=0.2를 검출하려면 군당 약 393명이 필요한데 KCI 옹호 자료 다수가 그 1/4~1/40 미만이다. 신영명·김기승(2014)의 “유의 상관”은 8×8 카이제곱 셀 분석에서 다중비교 보정 없이 추출된 양성 신호로, 우연 기대치 안에 있을 가능성을 배제할 수 없다. 문상덕(2023)은 표본 크기 측면에서 옹호 측 가장 강한 자료이나, 사주 적성 코딩 자체가 비맹검 사후 분류이고, 명리가 간 일치도가 보고되지 않으며, 사전등록·교차검증이 부재하여 역인과나 코더 편향을 배제하기 어렵다.
4.3 인지 편향이 사주의 주관적 신뢰도를 설명하는 메커니즘
M-01
Forer 효과
동일한 13문장 일반 진술이 “나만을 위한 분석”으로 받아들여진다. n=39에서 평균 정확도 4.30/5.
평정 4.30/5 [5]
M-02
Barnum 호의적 진술
긍정적·우호적 일반 진술의 수용도가 압도적으로 높다. Furnham & Schofield 메타 통합 [8].
증폭 조건 1/4 [7]
M-03
Barnum 권위 출처
“심리학자 작성”·“고전 명리” 라벨이 수용도를 4.6/5로 끌어올린다. Snyder & Larson (1972) [6].
증폭 조건 2/4
M-04
Barnum 모호한 진술
모호한 일반 진술일수록 더 많은 자기 경험으로 채워진다. 사주 풀이 형식의 핵심 자질.
증폭 조건 3/4 [7]
M-05
Barnum 개인 맞춤 입력
생년월일시 같은 “개인화 입력”이 일반 진술을 개인 분석으로 인식시킨다.
증폭 조건 4/4
M-06
확증편향
가설 일치 자료 우선 탐색·강한 가중, 불일치 자료 절하·재해석. Nickerson(1998) 4 메커니즘 모두 작동.
[9]
M-07
콜드 리딩
Hyman(1977)의 13기법 — Barnum 진술, 피드백 활용, 다중 출구 진술, 선별 기억 강화. 직접 대면 상담에서 모두 작동 가능.
[11]
M-08
자기충족 예언
사주 풀이가 행동을 유도해 결과를 만든다. 이는 사주의 “예측력”이 아니라 개입 효과다.
개입 효과
강한 주관적 신뢰와 약한 객관적 증거의 격차를 인지편향이 채우고 있을 가능성을 시사한다. — §4.5
4.4 이상적 검증 설계의 요건
옹호 측 핵심 변호(“효과 크기가 작아도 의미 있다”)를 받아들이면, 작은 효과(d=0.2, OR=1.3)도 검출할 수 있는 검정력이 필요하다.
0
군당 필요 표본 (d=0.2, 두 군 평균차)
~0
ANOVA 총 표본
0
상관 검정 표본 (r=0.1)
~0
OR 검출 군당 표본 (OR=1.3)
SECTION 05
양측 입장의 변증법적 검토
양측 입장을 가장 강한 형태(steelman)로 변호한 후, 진정한 불일치 지점과 합의 가능 명제를 식별한다.
Position A · 옹호
사주는 검증되지 않았을 뿐, 부정되지도 않았다
5.1.1 핵심 주장
사주는 절대 예측이 아닌 경향성 시스템이며, 약한 효과 크기(d ≈ 0.10, r ≈ 0.05~0.10)도 의미를 가질 수 있다.
현재까지의 검증은 사주의 핵심 가설(통합 격국·다요인 결합)을 분리·축소된 형태로만 검증했다 — Hartmann(2006) 등은 양력 단순 회귀로 사주의 비선형 결합을 잡지 못한다.
사주의 1차적 가치는 통계 예측이 아닌 해석학적 자기 이해 도구에 있다.
부재의 주장 ≠ 주장의 부재 — 사주 통합 분석을 직접 검증한 사전등록 연구는 사실상 부재하므로 “검증 자체의 부재” 상태이다.
검증 가능 비율 95.7%(A+B 등급)는 사주가 형식적으로 검증 가능한 명제 시스템임을 의미한다.
5.1.2 가장 강한 증거
- 문상덕(2023) KLIPS+사주적성 분석 — 옹호 측 KCI 자료 중 표본 측면 가장 강한 자료 [19]
- Ertel(2009)/Currey(2011)의 Carlson 재분석 약한 양성 신호 [27][28]
- McRitchie(2017)의 임상 임계 논쟁 제기 [29]
- 김만태(2016) 메타리뷰가 보여주는 한국 명리학의 해석학적 발전 전통 [15]
5.1.3 가장 강한 논증
- 검정력 결손 논증 — 점성술 부정 연구 중 일부(McGrew & McFall n=23 [2], Wyman & Vyse n=52)는 d=0.2 검출 검정력 부족
- 체계 상이 논증 — 서양 점성술과 사주는 별개 체계로 일반화에 한계
- 해석학적 가치 분리 — 통계적 유의성과 자기 성찰 도구로서의 가치는 별개 영역
- 사전확률 갱신 논증 — 직접 검증 부재 + 인접 영역 약한 부정의 조합은 사후확률을 낮춘다는 것이지 0으로 만든다는 것이 아니다
Position B · 회의
사후확률은 0이 아니지만, 매우 낮다
5.2.1 핵심 주장
사주의 검증 가능 주장에 대한 직접 검증은 사실상 부재하며, 인접 영역 누적 메타분석은 우연 수준(r ≈ 0.05).
Forer + Barnum 4조건 + Nickerson 확증편향 + Hyman 콜드리딩 + 자기충족 예언의 결합은 사주의 주관적 신뢰도를 추가 가설 없이 설명한다 — Occam의 면도날.
옹호자의 4단 방어선은 자유도 폭발로 인한 비반증성으로의 후퇴 패턴이며 인식론적 약점이다.
한국 KCI 옹호 자료는 표본·통제·맹검·사전등록 모두 부재로 자체 검증력이 약하다.
Hartmann(2006) n ≈ 15,000에서 출생일·달·계절 → 성격·g 인자 모든 무효를 보고한 사실은, 4개 단일 변수가 모두 무효이면 그들의 비선형 결합이 의미를 가질 사전확률은 낮다.
5.2.2 가장 강한 증거
- Hartmann, Reuter & Nyborg (2006) n ≈ 15,000 [3]
- Carlson (1985) [1]
- Dean & Kelly (2003) 메타분석 r = 0.051 [4]
- Wyman & Vyse (2008) [20]
- Forer (1949) [5], Dickson & Kelly (1985) [7], Nickerson (1998) [9], Hyman (1977) [11]
- Andersson (2021)·Edwards (2025) 점성술 신념 예측변수 [12][13]
5.2.3 가장 강한 논증
- 사전확률 + 부재 결합 논증 — 인접 r ≈ 0.05 + Hartmann 출생일 4변수 모두 무효 + 사주 직접 검증 부재 + 인지편향 충분 설명력의 베이지안 조합은 사후확률을 매우 낮은 수준으로 끌어내린다.
- Occam의 면도날 — 옹호자는 “인지편향 + 추가 효과”가 “인지편향 단독”보다 더 좋은 설명임을 입증할 부담이 있으나 그 입증의 1차 증거가 약하다.
- 자유도 폭발 논증 — 사전 고정 없이 자유 파라미터가 수십 개인 시스템은 어떤 결과든 사후 적합 가능.
- 검증 회피의 인식론적 약점 — 김만태(2016)이 한국 명리학 분류 자체에 “통계 검증” 항목이 없음을 보고했다.
5.3 진정한 불일치 지점
양측이 같은 증거를 다르게 해석하는 5개 지점.
DIS-01
사주 직접 검증 연구 부재의 의미
A · 옹호
부재 ≠ 부정. 인접 영역의 부정 결과는 체계 상이로 사주에 직접 일반화될 수 없다. 한국 명리학이 통계 검증보다 해석학·문헌·문화 연구로 발전한 것은 학문 전통의 차이이지 효과 부재를 의미하지 않는다.
B · 회의
검증 가능 비율 95.7%인 형식적 falsifiability 시스템에 대해 옹호 진영이 한·중·영 어디에서도 사전등록·이중맹검·대규모 검증을 시도하지 않은 사실 자체가 인식론적 약점이다.
DIS-02
효과 크기 임계의 합의
A · 옹호
사주는 절대 예측이 아닌 경향성 시스템이며, 약한 효과(d ≈ 0.10, r ≈ 0.05~0.10)도 통계적·실용적으로 의미 있다. r=0.051을 즉각 '효과 없음'으로 해석하는 것은 임계 논쟁을 회피하는 것이다.
B · 회의
r=0.051은 점성가가 외향성 같은 단순 변수조차 우연 이상 예측 못함을 의미하며, 그런 효과 크기는 인지 편향과 측정 잡음에 묻힌다. d=0.10 임계를 인정하면 어떤 의사과학 시스템도 falsify할 수 없게 된다.
DIS-03
한국 KCI 옹호 자료(특히 문상덕 2023)의 가치
A · 옹호
문상덕(2023)은 한국노동패널 대규모 데이터에 사주 적성 코딩을 결합하여 적성-직업 일치자가 직업만족도·근속연수에서 유의 양성 효과(β > 0)를 보고한 첫 데이터 기반 검증이다.
B · 회의
표본 크기 양호는 인정하나 (a) 사주 적성 코딩이 비맹검 사후 분류, (b) 명리가 interrater reliability 미보고, (c) 사전등록·교차검증 부재, (d) 직업만족도 자기보고에 자기충족 예언과 확증편향 영향 — 역인과 배제 불가.
DIS-04
사주 사용자 주관적 만족도의 해석
A · 옹호
사주는 일부 사용자에게 자기 성찰의 도구로 작동하며, 통계 예측과 별개의 가치 영역이다.
B · 회의
주관적 만족도는 Forer 4.30/5 + Snyder & Larson 권위 출처 4.6/5 + Dickson & Kelly 4대 증폭조건 + Nickerson 확증편향 + Hyman 콜드리딩 + 자기충족 예언으로 추가 가설 없이 충분히 설명된다.
DIS-05
인지편향이 모든 vs 대부분 신뢰를 설명하는가
A · 옹호
인지편향이 사주 신뢰의 상당 부분을 설명한다는 데는 동의한다. 그러나 100% 환원은 입증 불능이며, 잔여 분산이 발견될 가능성은 열려 있다.
B · 회의
잔여 분산이 발견되지 않았다면(현재 상태) 사후확률은 매우 낮고, 옹호자가 그 잔여 효과를 입증하기 전까지는 인지편향 단독 설명이 더 좋은 가설이다.
AGREEMENTS · 양측이 동의 가능
양측이 합의하는 8가지
이성적 양측이 부정하기 어려운 합의 명제. 진영 색이 아닌 emerald 톤으로 통일.
A-01 · 사주 풀이의 상당 부분은 Barnum 형태의 일반 진술이다.
A-02 · 사주는 일부 사용자에게 자기 성찰·해석학 도구로 작동한다. 회의 측은 사주 고유 효과로 보지 않으나 ‘효과 없음’이라 부정하지는 않는다.
A-03 · 사주의 형이상학적 영역은 통계적 검증의 대상이 아니다.
A-04 · 정통 명리학의 통합 격국·신강신약·다요인 결합 분석을 직접 검증한 사전등록·이중맹검·대규모 표본 연구는 사실상 부재하다. (의미 해석에서 §5.3 #1로 분기)
A-05 · 인지 편향은 사주의 주관적 신뢰도에 적어도 부분적으로 기여한다. 0%는 양측 모두 채택하지 않는다.
A-06 · 일지 상충 부부 이혼율을 한국 행정 데이터로 검증하는 것은 양측이 사전 동의할 수 있는 다음 단계. 통속 옹호 측 80% 주장은 OR ≈ 4를 함의하는 강한 명제.
A-07 · MBTI·DISC·Holland 등 사주 비교 도구도 동일 잣대로 검증 시 신뢰도·구성 타당도 약점을 가진다. “사주 ↔ MBTI 상관” 양성 결과는 두 시스템 모두의 약함을 시사할 수 있다.
A-08 · 사주의 표면적 falsifiability 95.7%와 실질적 falsifiability 사이에는 격차가 있다. 격차의 존재 자체에는 양측 동의 가능하며, 격차의 정당성 평가에서만 분기.
SECTION 06
종합 평가
6.1 영역별 증거 강도
상단 막대: 검증 가능 비율(A+B/합계). 하단 막대: 종합 강도(부재 0% / 부재(직접) 15% / 약함 30% / 제한적-약함 50% / 제한적 65%).
성격/기질
검증 가능 13/15 ≈ 86.7%
직업/적성
검증 가능 8/8 = 100%
건강
검증 가능 6/6 = 100%
궁합
검증 가능 5/5 = 100%
사건 예측
검증 가능 5/5 = 100%
재물·명예
검증 가능 4/4 = 100%
수명·화복
검증 가능 3/3 = 100%
사주의 다요인 비선형 결합 전체를 직접 검증한 자료는 없다. 따라서 이 통합 가설에 대해서는 “효과 있음”도 “효과 없음”도 데이터로 결정되지 않은 상태이다.
— §6.2 통합 가설에 대한 차등화된 결론
6.3 사주의 비통계적 가치
별개 영역으로 분리. 사주의 통계적 유의성 평가 결과가 어떻든, 사주가 자기 성찰 도구·문화 텍스트·해석학적 자원으로 기능하는 영역은 통계적 유의성과 별개의 가치 영역이다.
회의 측의 정당한 한 가지 단서. 비통계적 가치 영역에서 사주가 “효과적”이라면, 그 효과가 (a) 사주 고유의 진실성에서 비롯된 것인지, (b) 모든 자기 이해·상담 도구가 공유하는 일반 효과에서 비롯된 것인지를 분리 측정해야 한다 [26].
통계적 유의성에서의 약한 결과가 사주의 문화적·해석학적 가치를 자동으로 부정하지 않는다.
SECTION 07
한계와 향후 연구
7.1 본 보고서의 한계
- 한국어 1차 자료 접근 한계. KCI/DBpia 등재 일부 옹호 자료는 페이월로 인해 초록 + 2차 인용으로 결론을 검토했고, 다중비교 보정·p값 정확값·신뢰구간을 직접 검증하지 못했다.
- 동료심사된 사주 직접 검증 연구의 절대 부족. 본 보고서가 의지하는 회의 측 핵심 자료는 모두 서양 점성술이며, 사주와는 체계가 다르다.
- 본 검토의 시간 범위. 2026년 4월까지의 검색 가능 자료에 기반한다.
- 자료 분포의 비대칭. 회의 측 S/A급 14건 vs 옹호 측 5건.
- 인지편향 환원 불가능성. 인지편향이 사주 신뢰를 상당 부분 설명한다는 결론과 100% 설명한다는 결론 사이의 격차는 데이터로만 분기 가능하다.
7.2 향후 필요한 연구 — 우선순위
우선순위 01·05번은 강조 표시. 모두 한국 행정 데이터로 즉시 검증 가능한 사전합의 가능 명제.
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우선순위 01 · HIGHLIGHT
일지 상충 부부 이혼율 (한국 행정 데이터 매칭)
통속 옹호 측이 인용하는 “일지 상충 부부 80% 이별”은 OR ≈ 4를 함의하는 매우 강한 명제이며, 통계청 결혼-이혼 코호트 + 출생일자 매칭으로 즉시 검증 가능하다. 표본 크기는 수십만 단위로 확보 가능. 양측이 사전 합의 시 이 검증 결과는 강한 분기 신호가 된다.
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우선순위 02
오행 과다·과약과 5장 질환 (건강보험심사평가원 데이터 매칭)
오행-5장 매핑(木→간담, 火→심장, 土→위장, 金→폐, 水→신장)을 건강보험심사평가원 진단 코드와 출생일자로 매칭 검증.
-
우선순위 03
일간/관성격과 직업 매핑
정관격 → 행정, 편관격 → 군경, 무토 → 부동산, 경금 → 군경·기계, 임수 → 무역. KSCO 4자리 직업분류 + 출생일자 매칭.
-
우선순위 04
관성 약 여성의 미혼·이혼·사별 합산 비율
통속 명리의 성별 명제를 행정 데이터로 검증.
-
우선순위 05 · HIGHLIGHT
사주 적성-직업 일치자 만족도 (문상덕 2023 보강 재현)
KLIPS 데이터에 (a) 사주 적성 코더 블라인드, (b) 사전등록, (c) 명리가 interrater reliability 보고, (d) 역인과 통제를 추가한 재현 [19].
-
우선순위 06
사주 수(水)·충극 패턴과 장수
사망 코호트 매칭으로 “수가 적절히 흐르고 충극이 적으면 장수” 명제를 검증.
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우선순위 07
대운 합·충 시기와 결혼·재산·승진 사건 분포
행정 데이터의 결혼·재산·승진 사건 발생 시기와 대운 합·충 형성 시기 매칭 검증.
절차적 권고 (5단계)
검증 시작 전 반드시 사전 합의가 이루어져야 할 절차.
-
1
사전등록(OSF/AsPredicted). 가설·분석법·효과 크기 임계 사전 확정.
-
2
이중맹검 매칭 설계. Carlson 표준 설계의 사주 이식.
-
3
명리가 패널의 사전 서명 절차. 4단 방어선 사후 활성화 차단(격국 분류·신강신약·희기신 사전 고정), 다요인 결합 모델의 자유 파라미터 사전 신고 + AIC/BIC 페널티화.
-
4
명리가 interrater reliability 사전 측정. Cohen's κ 또는 ICC. ICC < .30이면 사주 분류 자체가 검증 불가능으로 결론.
-
5
효과 크기 임계 사전 명시. d ≥ 0.5 또는 OR ≥ 2.0(강효과) / 0.2 ≤ d < 0.5(약 양성) / 0.1 ≤ d < 0.2(임상 의미 논쟁) / d < 0.1(영가설 비기각).
이 사전 합의 없이 진행되는 검증은 어떤 결과로도 양측이 자기 입장을 유지할 수 있으므로 의미를 잃는다.
REFERENCES
참고문헌
28개 1차 인용 자료. 각주 [^1]–[^9], [^11]–[^29] (총 28건; [^10] 결번).
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- [29]McRitchie, K. (2017). Clearing the logjam in astrological research: Commentary on Dean and Kelly. PhilArchive commentary.
[^10] 결번 — 원 보고서에서도 결번. 따라서 실제 정의된 References 항목은 28개이다.
APPENDIX A
본 보고서 작성 프로세스
5단계 프로세스로 작성. 각 단계 산출물은 _workspace/에 보존되어 검증 가능하다.
1
조사 범위 명세
00_research_scope.md
2
학술 자료 + 주장 카탈로그
01_literature_review · 02_claim_catalog
3
방법론 평가
03_methodology_assessment.md
4
변증법적 분석
04_dialectical_analysis.md
5
종합 보고서
report.md · 05_synthesis_notes.md
객관성의 운영적 정의
본 보고서는 사주 옹호자가 옹호자대로, 회의자가 회의자대로 “공정하다”고 평가할 수 있는 톤을 추구했다. 단정 부사·양측 클리셰 어휘를 회피하고, 모든 사실 주장에 출처를 부착했으며, 양측이 같은 증거를 다르게 해석하는 지점을 단일 결론으로 봉합하지 않고 양측 해석을 병기했다.