빈곤이 각 영역별 누적위험요인에 영향을 미치는지 살펴보기 위해 개 인영역, 가족영역, 학교영역 누적위험요인을 각각 종속변수로 놓고 가구 의 빈곤여부를 독립변수로, 여기에 앞의 선행연구들을 기반으로 설정한 통제변수를 투입하여 다중회귀분석을 실시하였다. 분석결과는 <표 5-9>
와 같다.
모형별로 살펴보면 먼저 Model 2-2-1은 빈곤이 개인영역 누적위험요 인에 미치는 영향을 살펴보기 위한 것으로, 모형적합도는 F=13.137(p<.001)로 적합성을 확보하였으며, 수정결정계수(adj.
)는 0.019 로 통제변수와 빈곤이 종속변수인 개인영역 누적위험요인의 변량을 1.9% 설명하는 것으로 나타났다. 변수들을 살펴보면 빈곤은 개인영역 누 적위험요인에 유의한 정(+)적 영향을 미치고 있었다(=.111, p<.001). 이 는 성별, 지역규모를 통제한 상태에서 빈곤가구의 청소년은 비빈곤 가구 청소년에 비해 개인영역과 관련한 위험요인들을 많이 경험한다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 빈곤가정 청소년이 비빈곤 가정 청소년에 비해 개인영역 누적위험요인이 높을 것이라는 [연구가설 2-2-1]을 지지하는 결과이다. 한편 통제변수의 경우 성별(=.085, p<.001)만이 개인영역 누적 위험요인에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 남 자 청소년이 여자 청소년에 비해 개인영역의 누적위험요인 수준이 높다 는 것을 의미한다.Model 2-2-2은 빈곤이 가정영역의 누적위험요인에 어떠한 영향을 미 치는지를 살펴보기 위한 모델이다. 모형 2의 적합도는 F=38.199(p<.001) 로 적합성을 확보하였으며, 수정결정계수(adj.
)는 0.056으로 이는 통제 변수와 빈곤이 종속변수인 가족영역 누적위험요인의 변량을 5.6% 설명 한다는 것을 의미한다. 한편 빈곤은 가족영역 누적위험요인에 유의한 정 (+)적 영향을 미치고 있었는데(=.225, p<.001), 이는 빈곤 가정 청소년이 비빈곤 가정 청소년에 비해 가족영역 누적위험요인이 높을 것이라는 [연 구가설 2-2-2]를 지지하는 결과이다. 한편 통제변수의 경우 성별( =.080,p<.001)만이 가족영역 누적위험요인에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여자 청소년에 비해 남자 청소년의 가 족영역의 누적위험요인 수준이 높다는 것을 뜻한다.
마지막으로 Model 2-2-3은 빈곤이 학교영역의 누적위험요인과 어떠한 관계를 갖는지를 살펴보기 위한 것으로, 모형적합도는 F=7.069(p<.001)로 적합성을 확보하였으며, 수정결정계수(adj.
)는 0.010로 통제변수와 빈곤 이 종속변수인 학교영역 누적위험요인의 변량에 대해 1.0%의 설명력을 가지는 것으로 나타났다. 변수들을 살펴보면 빈곤은 학교영역 누적위험 요인에 유의한 정(+)적 영향을 미치고 있었는데(=.099, p<.001), 이는 성 별, 지역규모를 통제한 상태에서 빈곤가구의 청소년은 비빈곤 가구 청소 년에 비해 학교영역의 위험요인들을 많이 경험한다는 것을 의미한다. 이 러한 결과는 빈곤 가정 청소년이 비빈곤 가정 청소년에 비해 학교영역 누적위험요인이 높을 것이라는 [연구가설 2-2-3]을 지지하는 결과로 볼 수 있다. 한편 통제변수의 경우 성별과 지역규모 모두 학교영역 누적위 험요인에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.요약하자면 빈곤은 개인영역, 가족영역, 학교영역 누적위험요인에 모
두 유의한 정(+)적 영향을 미치고 있었으며 이로써 연구문제 2의 모든 가설들은 채택된 것을 확인할 수 있다.<표 5-9> 빈곤이 영역별 누적위험요인에 미치는 영향
변수명
Model 2-2-1 Model 2-2-2 Model 2-2-3 빈곤 -> 개인영역 빈곤 -> 가족영역 빈곤 -> 학교영역
B S.E B S.E B S.E
상수 .728 .030 1.048 .040 1.056 .033
빈곤 .374 .077 .111*** 1.037 .103 .225*** .362 .084 .099***
통제 변수
성별 .148 .040 .085*** .192 .054 .080*** .003 .044 .001
지역규모 -.115 .065 -.040 -.149 .087 -.038 -.119 .071 -.039
adj.
.019 .056 .010
.021 .058 .011F 13.137*** 38.199*** 7.069***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001