초등학생의 ADHD 증상이 또래관계기술에 미치는 영향에서 부모 돌봄과 교사 지지의 매개효과*

The Effect of ADHD Symptoms on Peer Relational Skills in Elementary School Students: Mediating Role of Parental Caring and Teacher Support

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  • ABSTRACT

    본 연구에서는 초등학생의 ADHD 증상이 또래관계기술에 미치는 영향에서 부모 돌봄과 교사 지지가 매개효과를 가지는지 살펴보았다. B시 및 K지역에 소재한 9개의 초등학교 4, 5, 6학년 46개 학급 914명의 학생들을 대상으로, ADHD 증상, 부모 돌봄, 교사 지지 및 또래관계기술 척도를 사용해 설문조사를 실시하였다. 학생들의 담임교사에게는 교사용 ADHD 증상 척도를 실시하였다. 초등학생의 ADHD 증상과 부모 돌봄, 교사 지지, 또래관계기술 간의 관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시하였고, 부모 돌봄과 교사 지지가 초등학생의 ADHD 증상이 또래관계기술에 미치는 영향에서 매개효과가 있는지 살펴보기 위해 구조방정식을 사용하여 매개모형 검증을 실시하였다. 그 결과, 초등학생의 ADHD 증상은 부모 돌봄, 교사 지지, 또래관계기술과 부적인 상관관계가 있는 것으로 나타났고, 부모 돌봄, 교사 지지, 또래관계기술 간에는 정적인 상관관계가 있었다. 초등학생의 ADHD 증상은 또래관계기술에 영향을 미치기도 하지만 부모 돌봄과 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 간접적인 영향을 미치기도 하는 것으로 나타났다. 또한 부모 돌봄은 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미쳤다. 연구 결과에 기초하여 논의 및 함의가 제시되었다.


    The purpose of this study was to investigate the mediating effects of parental caring and teacher support on the relation between ADHD symptoms and peer relational skills in elementary school students. For this study, self-reports data were collected from students for ADHD symptoms, parental caring, teacher support, and peer relational skills along with their teachers’ reports on ADHD symptoms. Correlation analysis and Structural Equation Modeling were employed to examine the hypothesis. The results were as follows. ADHD symptoms were negatively correlated with parental caring, teacher support, and peer relational skills. Parental caring, teacher support, and peer relational skills were positively correlated. The association between ADHD symptoms and peer relational skills was mediated by parenting care and teacher support, and parental caring and peer relational skills was mediated by teacher support. Additionally, ADHD symptoms showed the direct effect on peer relational skills. Based on the results, findings and implications are discussed.

  • KEYWORD

    ADHD 증상 , 부모 돌봄 , 교사 지지 , 또래관계기술 , 초등학생

  • 방 법

      >  연구대상 및 연구절차

    본 연구는 B시 및 K지역에 소재한 9개 초등학교 4, 5, 6학년 46개 학급의 학생이 참여하였다. 학생에게 배부된 설문지는 총 1100부였고 이 가운데 1052부(남학생 549명, 여학생 503명)가 회수되었다. 학년별로는 4학년은 327명(31.1%), 5학년은 339명(32.3%), 6학년은 386명(36.7%)이었다. 46개 학급의 46명의 담임교사에게도 동일하게 1100부의 설문지가 배부되었고, 담임을 맡고 있는 개개 학생들에 대한 관찰을 토대로 작성한 1009부가 회수되었다. 학생용과 교사용에 둘 다 응답하지 않았거나 불성실하게 대답한 설문지를 제외하고 914명의 자료가 최종 분석에 사용되었다.

    연구대상을 초등학교 고학년으로만 선정한 이유는 본 연구가 학생의 자기보고식 자료를 사용하는데 근거한 것이다. 초등학교 아동의 자기 개념은 연령이 높아지면서 점차적으로 발달하여 보다 안정적이고 현실적인 자기 평가가 가능해지게 된다(Harter, 2012). 이러한 점에서 초등학교 저학년의 경우 자기행동과 정서에 대한 지각이 낮아 자기보고 자료의 신뢰성이 높지 않을 것으로 판단하였고, 다양한 부적응적 징후들이 초등학교 고학년 시기에 이미 나타나고 있는 것을 고려하여 고학년만을 연구대상으로 선정하였다.

    각 학교에 보낸 설문지는 학생용과 교사용으로 구분되었다. 교사용 설문지에는 별도로 안내문을 첨부하여 검사의 구성 및 실시 절차에 대하여 안내하였고, 교사가 사전에 안내문을 숙지하도록 하여 설문 실시에 어려움이 없도록 하였다. 학생은 ADHD 증상, 부모 돌봄, 교사 지지, 또래관계기술을 측정하는 4개의 검사에 대하여 응답하였고, 담임교사는 아동의 ADHD 증상을 측정하는 1개의 검사에 응답하였다.

      >  측정도구

    ADHD 증상

    본 연구에서는 아동의 ADHD 증상을 평가하기 위해 DuPaul(1991)의 교사용 ADHD 평가 척도를 소유경, 노주선, 김영신, 고선규와 고윤주(2002)가 번안하고, 김영신 등(2003)이 표준화한 한국판 교사용 ADHD 평가 척도(K-ARS)를 사용하였다. K-ARS는 1991년 DuPaul에 의해 개발된 척도로, DSM-Ⅳ의 ADHD 진단기준에 의거하여 주의력결핍과 과잉행동ㆍ충동성의 2개 하위척도로 구성되었으며, 각각 9문항씩 총 18문항으로 이루어져 있다. 각 문항은 아동의 문제행동의 빈도에 따라 0점 “전혀 그렇지 않다”에서 3점 “매우 그렇다”까지의 4점 리커트 척도로 평정하게 되어 있다. 신뢰도(Cronbach's α)는 소유경 등(2002)의 연구에서는 주의력결핍은 .77〜.87, 과잉행동ㆍ충동성은 .78〜.87이었고, 본 연구에서는 주의력결핍 .96, 과잉행동ㆍ충동성 .96, 전체 합은 .97로 나타났다.

    ADHD 증상을 진단함에 있어서 교사의 평정은 매우 핵심적이다. 이는 교사들이 구조화된 환경 속에서 주의력을 요하는 과제에 대한 아동의 반응을 누구보다 잘 관찰할 수 있고, 동일한 발달 수준의 아동들과의 직접적인 비교가 가능하기 때문이다. 부모는 아동에 대한 기초적인 정보를 제공할 수는 있지만 학교생활에서의 행동 문제에 대해선 정확히 평가하기 어려울 수 있고, 교사와 달리 비교대상이 없어 객관성이 떨어질 수 있다(송수미, 김재환, 2002). 이러한 점에서 본 연구에서는 부모평정 대신 교사 평정을 사용하였다. 그러나 교사보고에 의해 측정된 ADHD는 평정자에 따라 측정결과가 달라질 위험이 있다고 판단하여, 이를 보완하고자 학생용 자기보고식 ADHD 평가 척도를 함께 실시하였다.

    학생용 ADHD 평가는 DSM-IV에 규정된 주의력결핍 및 과잉행동ㆍ충동성 진단 척도를 위지희와 채규만(2004)이 재구성한 질문지를 통해 측정되었다. 이 척도는 학생이 직접 작성하는 자기보고형식으로서, 주의력결핍과 과잉행동ㆍ충동성의 2개 하위척도로, 각각 9문항씩 총 18개 문항으로 이루어져 있다. 문항은 0점 “전혀 그렇지 않다”에서 3점 “항상 그렇다”까지의 4점 리커트 척도로 평정하게 되어 있다. 신뢰도(Cronbach's α)는 위지희와 채규만(2004)의 연구에서는 .88이었고, 본 연구에서는 주의력결핍이 .88, 과잉행동ㆍ충동성이 .88, 전체 .92로 나타났다. 본 연구에서는 ADHD 증상을 주의력결핍과 과잉행동ㆍ충동성의 두 하위요인으로 구분하지 않고, 교사용 ADHD 평가 척도의 점수 총합과 학생용 ADHD 평가 척도의 점수 총합을 측정변인으로 설정하였다.

    부모 돌봄

    본 연구에서는 부모 돌봄을 측정하기 위해 Parker 등(1979)이 개발한 부모-자녀 유대검사(Parent Bonding Instrument)를 송지영(1992)이 한국 실정에 맞게 표준화한 한국형 부모-자녀 유대 검사 척도(Parent Bonding Instrument-Korean Version) 중 돌봄에 해당하는 문항만을 사용하였다. 돌봄은 정서적으로 따뜻하고 공감적인 애정적 차원의 양육행동을 의미한다. 이 척도는 아동의 기억을 토대로 부모의 태도나 행동을 기억하여 작성하게 하는 자기보고 형식으로, 부와 모 각각에 대해 돌봄(12문항)과 통제(13문항)의 두 하위요인으로 나뉘며, 총 25문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 0점 “전혀 그렇지 않다”에서 3점 “매우 그렇다”까지의 4점 리커트 척도로 평정하게 되어 있다. 본 연구에서는 부와 모를 분리하지 않고 부돌봄과 모돌봄을 측정변인으로 설정하였고, 이에 따라 부와 모에 둘 다 응답하지 않은 아동의 경우는 제외하고 분석하였다. 신뢰도(Cronbach‘s α)는 송지영(1992)의 연구에서는 부돌봄 .90, 모돌봄 .87로 나타났고, 본 연구에서는 부돌봄 .90, 모돌봄 .85으로 나타났다.

    교사 지지

    교사의 지지를 평가하기 위해 Dubow와 Ulman(1989)이 개발한 초등학교 아동용 사회적 지지 척도(Social Support Appraisal Scale)와 Harter(1985)의 아동용 사회적 지지 척도(Social Support Scale for Children)를 한미현(1996)이 수정 보완한 사회적 지지 척도 중 교사의 지지에 해당하는 문항만을 사용하였다. 사회적 지지 척도는 가족의 지지(8문항), 또래의 지지(8문항), 교사의 지지(8문항)에 대한 아동의 지각이나 평가를 측정하는 도구로, 총 24문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 0점 “전혀 그렇지 않다”에서 4점 “항상 그렇다”까지의 5점 리커트 척도로 평정하게 되어 있다.

    교사의 지지 척도는 단일차원의 척도로, 구조방정식 모형에 활용하기 위해 Russell, Kahn, Spoth 그리고 Altmaier(1998)의 제안에 따라 문항묶음(Item parcelling) 방식을 사용하였다. 단일 요인을 문항묶음으로 만들어 분석할 경우 비정규성수준이 줄어들 뿐만 아니라 모형의 적합도가 향상될 수 있는 이점이 있다. 문항 묶음을 위해 먼저 잠재변인을 단일요인으로 가정하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인부하량의 절대 값에 따라 각 문항별로 순위를 매긴 후 가장 큰 부하량을 지닌 문항과 가장 적은 부하량을 지닌 문항을 짝으로 묶어 순서대로 두 개의 문항에 연속적으로 할당하였다. 이는 각 문항들이 잠재변인에 동일한 부하량을 갖도록 하기 위한 것으로, 해당 잠재변인에 대한 문항묶음 효과를 최대화하기 위해서이다(서영석, 2010). 그 결과 교사지지 1(문항 1, 2, 4, 6)과 교사지지 2(문항 3, 5, 7, 8)로 문항이 묶여졌다. 신뢰도(Cronbach’s α)는 한미현(1996)의 연구에서 교사지지는 .88로 나타났고, 본 연구에서는 교사지지 1은 .78, 교사지지 2는 .78로 나타났다.

    또래관계기술

    본 연구에서 아동의 또래관계기술을 측정하기 위해 양윤란과 오경자(2005)가 개발한 또래관계기술척도를 사용하였다. 본 척도는 아동이 직접 평정하는 것으로 주도성(9문항)과 협동/공감(10문항)의 두 하위요인으로 나뉘며, 총 19문항으로 구성되어 있다. 주도성은 또래와의 상호작용을 시작하거나 관계를 주도적으로 이끌어나가는 행동을 의미하며, 협동/공감은 또래를 돕거나 물건 공유하기, 규칙 준수, 또래의 감정에 관심을 보이거나 자신의 감정을 표출하는 행동을 의미한다. 각 문항은 행동의 빈도를 묻고 있으며, 0점 “전혀 없었다”에서 3점 “항상 그렇다”까지의 4점 리커트 척도로 평정하도록 되어있다. 양윤란과 오경자(2005)의 연구에서 신뢰도(Cronbach's α)는 주도성 .77, 협동/공감 .74로 나타났고, 본 연구에서는 주도성은 .84, 협동/공감은 .88로 나타났다.

      >  자료분석

    자료는 SPSS 19.0과 AMOS 18.0을 사용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, SPSS 19.0을 이용하여 연구변인의 평균과 표준편차 및 상관분석을 실시하였다. 둘째, AMOS 18.0을 이용하여 구조모형 검증을 실시하였다. 모형검증은 측정모형을 먼저 확인한 후에 구조모형을 추정하는 2단계 분석방법을 사용하였다(Anderson & Gerbing, 1988). 추정방법은 결측치를 제외하고 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation: ML)을 사용하였다. 모형적합도 지수는 표본 크기의 민감성, 모형의 간명성, 해석가능성 등을 모두 고려하여 χ2 TLI, CFI와 RMSEA를 사용하였다. 그리고 마지막으로 매개효과의 유의성 검증을 위해 부트스트랩(Bootstrap) 절차를 사용하여 개별 매개효과의 유의성을 검증하였다. 10,000개의 부트스트랩 표본을 생성하였고, 매개효과의 추정치가 95% 신뢰구간 내에 영가설에서 설정한 값인 0을 포함하지 않는다면 매개효과가 유의한 것으로 해석하였다(Shrout & Bolger, 2002). 또한 개별효과를 검증하기 위해 가상변인(phantom variable)을 사용하여 개별 매개효과의 유의성을 검증하였다(Macho & Ledermann, 2011).

    결 과

      >  변인들의 기술통계

    변인들의 기술통계량을 알아보기 위해 변인들의 평균과 표준편차를 구하고, 변인들 간의 상관분석을 실시하여 그 결과를 표 1에 제시하였다. 표 1을 살펴보면, ADHD 증상은 부모돌봄, 교사 지지, 또래관계기술과 유의한 부적상관을 보였고, 부모 돌봄, 교사 지지, 또래관계기술 간에는 유의한 정적 상관이 나타났다. ADHD 평가 척도의 각 문항이 0에서 3까지 분포하고 1.5가 중간 정도를 나타낸다는 사실을 감안할 때, 교사가 지각하는 학생의 ADHD 증상(M=2.95)은 대체로 높은 편이나, 아동 스스로는 자신의 ADHD 증상(M=0.85)을 낮게 보고하는 것을 알 수 있다. 부모 돌봄과 또래관계기술은 각 문항이 0에서 3까지 분포하고 1.5가 중간정도를 나타내고, 교사의 지지는 0에서 4까지 분포하고 2가 중간 정도를 나타내는 것을 감안할 때, 본 연구대상의 아동들은 부모 돌봄(M=2.31)과 교사 지지(M=2.76, 2.87), 또래관계기술(M=2.00, 2.38)을 중간보다 조금 높게 지각하고 있음을 알 수 있다.

      >  측정모형 검증

    Anderson과 Gerbing(1988)의 제안에 따라, 본 연구에서 설정한 구조모형(연구모형과 경쟁모형) 검증에 앞서 측정모형을 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 적합도 지수 중 χ2(14, N=914)값은 46.35으로 p<.001수준에서 유의한 것으로 나타나, χ2 검증결과로는 측정모형이 적합하지 않았다. 그러나 χ2 검증은 영가설의 내용이 너무 엄격하여 모형이 조금만 틀려도 쉽게 기각되며 동일한 모형이라도 표본크기에 따라 결과가 달라질 수 있다. 따라서 모형의 간명성을 반영하고, 표본크기에 민감하지 않으며, 해석기준이 비교적 명확하게 제시되는 CFI, TLI, RMSEA 등의 다른 적합도 지수를 사용하여 검증 결과를 보완적으로 확인할 필요가 있다. 일반적으로 CFI와 TLI는 .90이상이면 적합도가 높은 것으로 해석하며, RMSEA는 .08이하일 때 괜찮은 적합도, 05이하일 때 좋은 적합도로 해석한다(홍세희, 2000). 본 연구의 측정모형 적합도 검증 결과 CFI = .99, TLI = .98, RMSEA = .05(90% 신뢰구간 = .04 - .07)로 나타나 측정모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다. 표 2그림 3에 제시한 바와 같이, 모든 잠재변인에 대한 측정변인의 표준화 부하량은 ADHD 증상이 .42〜.77, 부모 돌봄은 .83〜.91, 교사 지지는 .86〜.93, 또래관계는 .69〜.94로 모두 p<.001 수준에서 유의하였다. 즉 4개의 잠재변인과 8개의 측정변인을 구인하는 것이 타당한 것으로 확인되었다.

      >  구조모형 검증

    측정모형이 적합하게 나타남으로, 본 연구에서 설정한 부모 돌봄과 교사 지지의 매개모형을 검증하였다. 먼저 연구모형을 이용하여 매개효과의 유의성을 평가한 후 경쟁모형과의 χ2 차이검증 및 CFI, TLI, RMSEA를 살펴보았다. 마지막으로 부트스트랩 검증을 통해 매개효과의 유의성을 살펴보았다.

    먼저 ADHD 증상이 또래관계에 영향을 미치는 경로와 부모 돌봄과 교사 지지를 매개하여 영향을 미치는 경로를 모두 포함한 연구모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다: χ2(14, N=914 = 46.35, p<.001; CFI = .99; TLI = .98; RMSEA = .05[90% 신뢰구간 = .04 - .07]). 이러한 연구모형의 적합도 지수는 앞서 살펴본 측정모형의 적합도 지수와 동일하다. 이는 연구모형이 포화모형으로서 경험적으로 지지된 것이 아님을 의미한다(Kline, 2005). 부모 돌봄이 교사 지지에 영향을 미치는 경로를 설정하지 않은 경쟁모형 역시 자료에 적합한 것으로 나타났다: χ2(15, N=914 = 58.54, p<.001; CFI = .99; TLI = .97; RMSEA = .06[90% 신뢰구간 = .04 - .07]). 본 연구를 통해 지지된 연구모형과 경쟁모형 중 어느 모형이 더 적합한지를 확인하기 위해서 χ2 차이검증을 실시하였다. χ2 차이검증은 내재된(nested) 관계에 있는 두 모형 간에 우수성을 비교할 때 사용하는 방법으로 χ2 값의 감소가 자유도 감소를 만회할 만큼 충분히 큰가를 고려하는 방법이다(이학식, 임지훈, 2008). 그 결과, 두 모형의 차이 값은 12.19이며 자유도의 차이 값은 1로 나타났다. 이는 자유도의 차이 1에 대한 χ2 차이 임계값인 3.84보다 크므로 양방 유의수준 .001에서 통계적으로 유의미한 차이가 있음을 알 수 있다. 이는 직접 경로가 포함된 연구모형이 비록 모형의 간명성은 떨어지지만 경쟁모형에 비해 적합도가 더 좋음을 의미한다. 따라서 본 연구에서는 연구모형이 더 적합한 것으로 지지되었다. 즉, ADHD 증상이 또래관계기술에 영향을 미칠 뿐만 아니라 부모 돌봄과 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미치며, 부모 돌봄은 교사 지지를 통해 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

    연구모형의 각 경로에 대한 직접효과는 그림 4에 제시하였다. 그림 4를 통해 직접효과를 살펴보면, ADHD 증상은 부모 돌봄(-.58, p<.001), 교사 지지(-.26, p<.001), 또래관계기술(-.44, p<.001)에 영향을 미치고, 부모 돌봄(.21, p<.001)과 교사 지지(.23, p<.001)도 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 부모 돌봄은 교사 지지(.22, p<.001)에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, ADHD 증상과 또래관계기술 사이를 매개할 것으로 가정된 부모 돌봄과 교사 지지의 매개역할은 지지되었다.

    최종모형의 매개효과 유의성 검증을 위해 부트스트랩(Bootstrap) 절차를 사용하였다. 부트스트랩 절차는 정규분포를 가정하지 않으면서 보다 정확한 신뢰구간을 산출하기 때문에 매개효과의 유의도 검증에 적합하다(Shrout & Bolger, 2002). 본 연구에서는 부트스트랩 실행을 위해 원 자료에서 무선 표집으로 생성된 10,000개의 자료 표본이 모수 추정치에 사용되었으며, 95% 신뢰구간에서 산출되었다. 이 방식에서는 간접효과의 95% 신뢰구간의 상한값과 하한 값이 0을 포함하지 않을 때 간접효과가 통계적으로 유의미한 것으로 해석한다. 따라서 본 연구에서도 신뢰구간이 영가설의 값인 0을 포함하지 않으면 영가설을 기각하여 매개효과가 유의한 것으로 해석하였다. 한편 AMOS에서는 매개변인을 포함한 모든 경로의 효과가 함께 측정된 값이 제시되기 때문에 부모 돌봄과 교사 지지의 개별 간접효과를 확인하기 어렵다. 이러한 점에서 본 연구에서는 각각의 매개변수의 유의성 검증을 위해 Macho와 Ledermann(2011)가 제안한 가상변인(phantom variable)을 사용하여 개별 매개효과의 유의성을 검증하였다. 그 결과는 표 4표 5에 제시하였다 표 4를 살펴보면, ADHD 증상과 교사 지지의 관계에서 부모 돌봄의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 0(-.19〜-.07)을 포함하지 않아 유의하게 나타났다(-.26, p<.01). ADHD 증상과 또래관계기술과의 관계에서 부모 돌봄과 교사 지지의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 0(-.28〜-.14)을 포함하지 않아 유의하게 나타났다(-.22, p<.01). 또한 부모 돌봄과 또래관계기술의 관계에서 교사 지지의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 0(.02〜.09)을 포함하지 않아 유의하게 나타났다(.21, p<.01). 이로써 ADHD 증상은 또래관계기술에 영향을 미칠 뿐만 아니라, 부모 돌봄과 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미치고, 부모 돌봄은 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미칠 것이라는 가설은 성립되었다. 표 5와 같이 부모 돌봄과 교사 지지의 개별 간접효과의 유의성을 검증한 결과 ADHD 증상이 부모 돌봄을 매개하여 또래관계기술로 가는 경로에서 부모 돌봄(-.29, p<.01)의 간접효과가 유의하였고, ADHD 증상과 또래관계기술 간의 관계에서 교사지지(-.15, p<.01)의 간접효과 또한 유의한 것으로 나타났다.

    논 의

    본 연구에서는 초등학생의 ADHD 증상이 또래관계기술에 미치는 영향에서 부모 돌봄과 교사 지지가 매개효과를 가지는지 살펴보기 위해서, ADHD 증상이 부모 돌봄과 교사 지지를 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미치는 가설모형을 설정하여 이를 구조방정식을 통해 살펴보았다. 그 결과, ADHD 증상은 또래관계기술에 영향을 미치기도 하지만, 부모 돌봄과 교사 지지를 매개로 하여 영향을 미치는 것으로 나타났다. 본 연구 결과를 논의하면 다음과 같다.

    첫째, 초등학생의 ADHD 증상은 부모 돌봄을 매개로 하여 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다시 말해 초등학생들은 ADHD 증상이 높을수록 부모 돌봄이 적은 것으로 지각하였으나, 부모 돌봄은 또래관계기술에 긍정적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 ADHD 아동은 일반 아동에 비해 부모로 부터 덜 애정적인 양육을 받고 있다고 지각하고(고명정 외, 2011; 김소연 외, 2008), 온정적이고 애정적이며 따뜻한 부모 돌봄이 ADHD 아동의 또래수용을 높인다는 연구결과들(이미아, 2008; Hurt et al., 2007; Kaiser et al., 2011; Mikami et al., 2010)을 지지한다. 또한 ADHD 아동을 자녀로 둔 부모는 ADHD 아동을 양육하면서 스트레스를 많이 받게 되는데, 이러한 스트레스가 일상생활에서 강압적이고 통제적인 언어나 행동으로 표출될 가능성이 높은 것으로 보고한 연구결과(신연희 외, 2010)와도 그 맥을 같이 한다.

    아동의 ADHD 증상은 부모가 아동을 양육함에 있어서의 긍정적인 요소인 따뜻한 말이나 태도, 행동 등과 같은 돌봄을 감소시키지만, 부모의 돌봄은 이들의 또래관계기술을 증가시켰다. 이는 ADHD 증상이 높은 아동이 친구라는 새로운 대인관계를 형성하는데 있어 부모의 역할이 매우 중요하다는 것을 제시한다고 볼 수 있다. 즉, 부모의 따뜻한 말과 행동은 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계 증진을 위한 하나의 개입 전략이 될 수 있다는 것이다. 부모와의 따뜻한 관계 경험은 ADHD 아동으로 하여금 타인을 믿을 만한 사람으로 인식하게 하여 또래와 안정적인 관계형성을 가능하게 한다. 부모와의 건강한 관계경험으로 부모가 긍정적인 사회적 행동에 대한 모델이 되어줌으로써 부모로부터 또래와의 관계에서 필요한 또래관계기술을 습득하게 되어 관계에서 자신감을 가질 수 있다. 또한 부모의 돌봄은 아동에게 심리적 안정감을 갖게 하고 스스로를 가치 있는 존재로 여길 수 있는 힘을 길러 주어 아동이 타인과의 관계에 보다 적극적이고 주도적으로 참여하게 한다(고명정 외, 2011; 유안진 외, 2004).

    따라서 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계 증진을 위해 부모 역할의 중요성을 강조하고 긍정적인 돌봄을 증진시킬 수 있는 부모교육이나 부모훈련 등의 개입이 지속적으로 이루어져야 할 것이다. 최근 들어 몇몇 선행연구들은 ADHD 아동이 부모와의 상호작용에서 어려움을 경험하는 것을 애착관계의 관점에서 설명하고 있다. 부모는 ADHD 아동과 안정적인 애착관계를 형성하고 유지하기 어려운데, 부모와 안정적인 애착관계가 형성되지 못하면 아동은 감정 조절에 어려움을 겪게 되고, 부모는 아동이 보이는 사소한 실수에도 과도하게 꾸짖거나 벌을 주는 반면 칭찬에는 인색해진다는 것이다(김동일, 이명경, 2006; 이성직, 2013). 이러한 점에서, ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계를 증진시키기 위해 부모와 아동 간 긍정적인 애착관계를 형성하도록 도울 수 있는 개입이 제공되어야 할 것이다. ADHD 증상은 부모와 가족에게 상당한 스트레스가 되고, 이는 일상생활 속에서 아동에게 강압적이고 통제적인 말이나 행동으로 표출되어 부모가 아동을 긍정적인 태도로 양육하는 데 있어 충분한 어려움으로 작용할 수 있다(신연희 외, 2010; McLaughlin & Harrison, 2006). 지나친 꾸짖음이나 비난보다는 ADHD 증상을 보이는 아동의 말이나 행동에 관심을 가지고, 이들의 행동을 당연히 해야 하는 것으로 여겨 지나쳐버리기 보다는 아주 조그마한 것에라도 아동을 인정하고 칭찬해주면서 부모 스스로가 자신의 행동을 점검해나가는 노력이 요구된다. 이러한 노력을 위해서는 높은 ADHD 증상을 보이는 아동은 일부러 고의적인 반항행동을 하는 것이 아니라 그렇게밖에 할 수 없다는 것에 대한 이해를 돕는 훈련이나 교육이 필요하다. 부모의 정서적 감수성과 반응성을 증진시켜 ADHD 증상을 보이는 아동과의 상호작용을 긍정적으로 변화시킬 수 있도록 하는 방향으로의 도움이 제공되어야 할 것이다. 부모의 반영적이고 긍정적인 반응은 학교 등의 장면에서 부정적인 피드백에 익숙하거나 이러한 부정적인 피드백으로 인해 낮은 자존감과 정서적으로 어려움을 겪는 ADHD 증상을 보이는 아동에게 치료적인 경험, 즉 교정적인 정서 경험이 될 수 있을 것이다(이성직, 2013).

    이와 더불어, 아버지의 양육참여와 관심을 증가시키는 방향으로의 개입 방안 마련이 고려될 필요가 있을 것이다. 대부분 가정에서는 양육과 훈육의 책임을 어머니가 지고 있는 경우가 많다. 그러나 어머니가 아버지의 지지와 협조 없이 ADHD 증상을 보이는 아동을 건강하게 양육하기는 사실 어려운 일일 수 있다. 실제 부모교육에도 어머니들은 다수이지만 아버지는 찾아보기 힘든 경우가 많다(김낙홍, 2011). 가정의 구성원으로 아버지는 자녀에게 꼭 필요한 존재로서(박진희, 황지연, 정채은, 이예은, 유미숙, 2011), 아버지의 양육 참여는 아동의 행동 문제 감소로 이어질 수 있다는 보고도 있다(Hurt et al., 2007). ADHD 아동을 둔 가정에서는 ADHD 아동을 훈육함에 있어서 어머니들의 신체적, 정서적 스트레스가 높고 이로 인해 정서적인 어려움을 겪을 가능성이 높기 때문에 아버지의 참여가 반드시 필요하다. 아버지는 어머니에 비해 상대적으로 ADHD 아동과 상호작용하는 시간이 적어 ADHD 아동에 대한 지식이나 이해가 부족하고 적절한 훈육방식을 모르는 경우가 많아 어머니와 다른 양육방식을 보일 가능성이 높다. 따라서 높은 수준의 ADHD 증상을 보이는 자녀를 둔 아버지는 ADHD 증상에 대한 올바른 이해를 바탕으로 바람직한 훈육방법을 익히고 부부가 서로 합의된 훈육방식으로 아동을 대하도록 노력해야 한다(이성직, 2013). 본 연구에서는 아버지와 어머니의 돌봄을 함께 살펴보아 각각의 영향력을 도출할 순 없었지만, 향후 아버지와 어머니의 돌봄에 따른 영향력을 구분하여 살펴본다면 아버지를 위한 부모교육의 내용 선정 및 프로그램 개발에 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

    둘째, ADHD 증상은 교사 지지를 매개하여 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다시 말해 ADHD 증상이 높아질수록 교사의 지지가 감소되지만, 교사의 지지는 또래관계기술을 향상시킬 수 있음을 보여준다. 이러한 결과는 ADHD 아동으로 인해 교사의 어려움이 가중되고 있으며(유연주, 조윤경, 2008; 이정은, 김춘경, 2009; 최연숙, 2014), 교사와 아동 간 긍정적인 관계가 해당 아동에 대한 또래 수용을 증가시키고 사회적 역량을 높여 또래관계를 향상시킨다는 연구결과(Hughes & Kwok, 2006; Mikami et al., 2011)를 지지한다. 교사의 지지가 높은 수준의 공격성을 보이는 아동의 행동에 변화를 가져와 아동의 또래관계가 증진되는 것으로 나타난 연구결과(Hughes et al., 2001)와도 그 맥을 같이 한다.

    교사와의 긍정적인 관계는 교실 내에서 아동에게 안정적인 기반을 마련해주어 학교생활 적응을 돕는다. 이는 교사와의 긍정적 관계를 통해 또래와 갈등이 생기거나 학교생활에서 어려운 일을 당할 때 교사에게 가서 자신의 문제를 터놓고 이야기할 수 있다는 믿음이 생겨서이다. 아동이 교사가 자신과의 대화에 관심이 있다고 느낀다면 교실 내에서 심리적 혹은 정서적인 안정감을 갖게 되고, 이러한 안정감은 또래관계 형성에 긍정적인 영향을 미치게 된다(Myers & Pianta, 2008). 아동이 학령기가 되어 학교에 진학하면서부터 학교는 아동에게 있어 주된 환경 중 하나]가 되고, 그 가운데 교사는 부모 다음으로 아동이 가장 밀접하게 상호작용하는 성인이라 할 수 있다. ADHD 증상은 학교라는 구조화된 환경 속에서 더욱 두드러질 수 있기 때문에 ADHD 증상을 보이는 아동의 발달에 있어 교사의 영향력은 매우 중요하다. 교사와의 상호작용을 통해 아동은 사회적 관계에서 필요한 지식이나 기술, 태도 등을 배우게 되어 사회적 역량이 강화되고, 교사로부터 얻는 긍정적 지원은 아동의 기본적인 사회적 욕구를 충족시켜줌으로써 안정적인 또래관계 형성이 가능해진다(Chang, 2003; Mikami et al., 2011). 또한 교사와의 긍정적 관계 경험은 아동으로 하여금 자신이 충분히 사랑받을만한 가치가 있는 존재임을 알려주고, 교사가 ADHD 증상을 보이는 아동과의 대화를 즐기고 있음을 학급의 다른 아동들이 지켜봄으로써 이들의 관계에 변화를 가져올 수 있다(Mikami et al., 2013).

    따라서 교사의 긍정적 지원이 증가하여 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계가 증진될 수 있도록 많은 노력이 이루어져야 할 것이다. ADHD 아동이나 ADHD 증상을 보이는 아동을 지도함에 있어 ADHD에 대한 정확한 지식과 긍정적 태도는 교사가 가져야 할 필수요건이라 할 수 있다(정종성, 최진오, 2010; Sherman, Rasmussen, & Baydala, 2006). 이를 위해 교사들이 ADHD 증상에 대한 특성을 보다 잘 이해하고 이를 적절히 다루도록 돕기위한 도움이 제공되어야 할 것이다. 어떠한 분야에 대한 충분한 경험이나 지식이 없다면 그 분야의 일은 부담이 되어 긍정적인 생각이나 태도를 갖기 어려울 수 있다. 다시 말해 ADHD 증상에 대한 지식이 충분할 때 이들을 향해 긍정적인 지도가 가능하다는 것이다. 교사들이 아동의 ADHD 증상에 대한 이해와 더불어 이들에 대한 전문적 지식의 습득을 통해 다양한 중재전략과 행동관리 방법 등을 정확히 알고 시행할 수 있을 때 ADHD 증상을 보이는 아동의 지도에 보다 긍정적인 결과를 가져올 수 있을 것이다(서석진, 강미라, 양경애, 2013). 교사의 교수전략 수준이 높아질수록 ADHD 아동은 물론이거니와 학급의 다른 아동들에게도 긍정적인 효과가 전이될 수 있는데, 이는 ADHD 아동을 도와주는 교수전략이 대부분 다른 아동들에게도 도움이 될 뿐만 아니라 ADHD 아동을 향한 교사의 태도와 행동을 통해 해당 아동에 대한 학급의 다른 또래의 인식에 변화를 가져올 수 있어서이다(이정은, 김춘경, 2009; Mikami et al., 2013). 따라서 교사가 ADHD 증상을 보이는 아동을 지도하는데 있어 부담감을 줄이고 교사로서의 효능감을 높여주기 위해, 교사에게 ADHD에 대한 전문적인 지식을 습득시켜 주고 ADHD 증상에 대한 인식을 개선하며 교육적 방법이나 전략에 대한 지속적인 연수 프로그램을 강화하는 노력이 뒷받침됨으로써 ADHD 증상을 보이는 아동을 향한 교사의 긍정적 지지를 높여 주어야 할 것이다.

    셋째, 부모 돌봄은 교사 지지를 매개하여 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 부모 돌봄이 교사 지지의 직접적인 원인이 될 수 있음을 의미하는 것으로, 부모 돌봄은 교사 지지를 통해 또래관계기술로 이어짐을 알 수 있다. 이는 부모와 아동 간의 관계의 질이 교사와 아동 간의 관계의 질에 영향을 미치는 것으로 보고한 선행연구들(유백산, 신수영, 2012; 임성택 외, 2010; Birch & Ladd, 1998; Myers & Pianta, 2008)을 지지하고, 부모의 양육행동이 온정적이라고 지각할수록 교사와의 관계를 더 잘 형성하는 것으로 나타난 연구결과(유안진 외, 2004)와도 그 맥을 같이 한다. 높은 수준의 ADHD 증상을 보임으로서 사회적으로 평가절하 되고 주위로부터 부정적인 피드백을 주로 받는 아동에 대한 부모의 돌봄은 교사로부터 더 많은 지지를 받게 하고, 이를 통해 안정적인 또래관계 형성이 가능하다. 즉, 아동이 가정 안에서 애정적인 관계 형성을 경험했다면, 가정을 벗어난 학교라는 제도 안에서 교사와도 긍정적인 관계를 형성할 수 있는 것이다. 부모와의 긍정적인 관계 경험은 교사와의 원활한 관계 형성을 가능하게 하고 교사와의 긍정적인 관계로 교사로부터 긍정적인 지원을 받게 되면 또래와도 더 나은 관계를 형성해 나갈 수 있다. 이는 부모와 아동 간의 관계 경험은 타인과의 상호작용을 위한 지침서로서의 역할을 하며, 이러한 관계 경험이 사회적 관계로 전이되어 교사나 또래와의 관계 형성에 영향을 미치는 것을 제시한다.

    본 연구 결과는 아동의 ADHD 증상과 또래관계 간의 관계에 있어 부모와의 애정적이고 수용적인 돌봄이 무엇보다 중요함을 제시한다고 볼 수 있다. 따라서 아동이 처음으로 맺는 부모와의 관계 경험에 대한 중요성을 부모가 인식할 수 있도록 돕는 과정이 반드시 우선시되어야 할 것이다. 사회학습이론에 의하면, 인간의 행동은 다른 사람의 행동을 관찰하고 모방한 결과로서 이루어진다. 다시 말해, 아동이 가족 간의 부정적인 대인관계 양식이나 부모의 부정적 반응을 관찰하여 이를 모방함으로써 아동의 부정적인 행동이 강화되고, 이러한 경험이 또래와의 상호작용으로 이어질 수 있다는 것이다(Myers & Pianta, 2008). 부모와 부정적인 상호작용을 경험한 아동일수록 낯선 또래나 잘 아는 또래에 대해서도 더 적대적인 행동을 하게 된다는 연구결과(Cassidy, Kirsh, Scolton, & Parke, 1996)에 비추어 볼 때, 아동은 자신을 향한 부모의 태도나 부모가 타인과 관계 맺는 방식을 관찰하여 모방할 수 있음을 알 수 있다. 부모에게서 강압적이고 적대적인 방식으로의 관계를 경험한 아동이라면 부모외의 다른 사회적 관계에서도 이와 같은 동일한 부정적 방식을 사용할 가능성이 높아지게 된다. 부모로 하여금 자신이 자녀와 맺는 관계가 그 자녀의 대인 관계에 그대로 전이된다는 것을 인식하게 하여, 부모가 ADHD 증상을 보이는 아동이 나타내는 부정적인 면에 집중하기보다, 긍정적인 면을 찾아 관심을 가지고 지지해주어 긍정적인 행동의 빈도수를 늘려감으로써 이들의 사회적 관계를 증진하기 위해 조력할 수 있도록 도와주어야 할 것이다.

    넷째, ADHD 증상은 또래관계기술에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 비록 ADHD로 진단받을만한 수준은 아니지만 일반 아동에 비해 주의력이 많이 떨어지거나 산만하고 충동적인 행동을 보이는 아동, 즉 ADHD 증상을 보이는 아동들 역시 ADHD 아동과 동일하게 또래관계에서 어려움을 경험할 수 있음을 보여주고 있다. 이는 ADHD를 하나의 연속선상에서 이해해야 함을 제시하는 것으로, ADHD의 진단적 기준에 부합되진 않지만 높은 ADHD 증상을 보이는 아동들에 대한 올바른 이해를 바탕으로 많은 주의와 관심이 요구된다는 것을 알 수 있다. 이들을 단순히 버릇없고 성미가 급한 못된 아이로 치부해버리는 것이 아니라, ADHD에 대한 보다 올바른 이해를 바탕으로 전문적인 도움을 제공하려는 노력이 뒤따라야 할 것이다. 아동을 무턱대고 야단을 치거나 벌을 주는 것보다, 이들이 보이는 행동에 대한 정확한 진단을 통해 조기에 적절한 치료를 받을 수 있도록 해야 할 것이다. 최근들어 ADHD와 학교폭력 간의 관련성이 대두되면서 이들의 또래관계 문제는 사회적 문제로까지 확산되고 있다. 따라서 ADHD 증상에 대한 올바른 인식과 이해를 바탕으로, 이들의 또래관계 어려움을 해소하기 위한 적절한 교육 및 개입 실행이 그 어느 때보다 필요하다 하겠다.

    ADHD 아동의 또래관계 증진을 위한 개입에 있어서 여러 가지 시도가 있어왔다. 이러한 개입의 효과를 살펴보는 연구들은 ADHD 아동의 또래관계 증진을 위한 개입을 아동이나 부모에게만 실시하는 것보다, 아동대상 프로그램과 부모교육을 동시에 실시하는 것이 더 효과적인 것으로 보고하고 있다(임혜정, 김혜리, 손정우, 김영랑, 2008; 한국청소년상담복지개발원, 2010; Lerner, Mikami, & McLeod, 2011; Van der Oord, Bӧgels, & Peіјnenburg, 2012; Webster-Stratton, Reid, & Beauchaine, 2011). 이와 같은 결과는 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계를 증진시키기 위해서는 단순히 ADHD 증상을 감소시키거나 부모의 양육행동을 개선시켜주는 교육이나 훈련을 각각 별개로 시행하는 것이 아니라, 이를 동시에 다뤄야 함을 제시한다고 볼 수 있다. 부모를 대상으로 하는 프로그램의 경우에는 부모가 아동에게 따뜻한 말과 행동을 보일 수 있도록 훈련할 뿐만 아니라, 부모가 아동이 학습한 내용을 숙지하여 아동이 치료 장면에서 배운 기술을 치료 밖 상황에서도 계속 활용할 수 있도록 격려하고 강화하도록 훈련함으로써, ADHD 증상을 보이는 아동의 관계성 증진을 극대화할 수 있는 것이다. 부모가 아동이 프로그램에서 익힌 것들을 실생활에 적용할 수 있도록 동기를 부여하며 행동에 대한 적절한 강화와 훈육을 제공해줌으로서 아동의 관계성 회복을 기대할 수 있다. ADHD 아동대상 프로그램의 실시 효과를 일반화시키기 위해서는 가정과 교사와의 연계 및 협력도 매우 중요하다. 치료 장면에서 익히고 연습한 내용이 학교 상황으로 일반화되기 위해서는 교사의 추가적인 역할이 반드시 필요하다(한국청소년상담복지개발원, 2010). ADHD 증상을 보이는 아동의 부모와 교사는 학교와 가정에서 직접적인 상호작용을 통해 협력을 지속하고 일관성을 유지하기 위해 함께 치료 방안을 논의하는 등 많은 노력을 기울여야 할 것이다.

    본 연구는 높은 수준의 ADHD 증상을 보이는 아동도 ADHD로 진단 받은 아동과 유사하게 또래관계에서 어려움을 경험하고 있으며, 이들의 또래관계 어려움을 해소하기 위해 부모와 교사의 긍정적 역할의 매우 중요함을 제시하였다. 즉, ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계 증진을 위해서는 아동의 ADHD 증상을 감소시키는 노력도 중요하지만, 부모 돌봄과 교사 지지를 고려해야 함을 확인하였다. 높은 ADHD 증상으로 인해 주위로부터 부정적인 피드백을 많이 들어 온 아동에 대한 부모와 교사의 긍정적인 관심과 지지는 이들이 또래와 맺는 관계 증진에 중요한 역할을 담당한다. 이는 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계 어려움은 아동이 속한 사회적 상황 속의 관계적 측면에서 이해되어질 필요가 있음을 시사한다. 다시 말해 ADHD 증상을 보이는 아동의 또래관계 어려움은 부주의하고 산만하며 공격적인 행동 등의 개인의 특성에 의해 나타날 수도 있지만, 관계의 어려움이 지속되는 데에는 사회적 맥락의 중요성을 간과할 수 없는 것이다. 따라서 아동을 둘러싸고 있는 환경이 이들의 또래관계에 미치는 영향력을 고려하여, 이러한 환경을 변화시키거나 제거해줄 수 있는 교육적 지원 방안 마련이 이루어져야 할 것이다.

    본 연구에서 측정한 ADHD 증상은 정확한 임상적 절차 없이 교사보고와 아동의 자기보고식 자료에 근거하여 측정하였다는데 한계가 있다. 즉, 본 연구에서 측정된 ADHD 증상은 의료진이나 임상가에 의해 평가된 것이 아니기 때문에, 본 연구결과를 ADHD로 진단받은 아동에게 적용하기에는 무리가 있다. 따라서 본 연구에서 나타난 결과가 ADHD로 진단받은 아동에게도 적용될 수 있는지 검증해 볼 필요가 있을 것이다. 또한 본 연구에서의 교사보고 ADHD 증상과 아동의 자기보고 ADHD 증상의 평균값에는 상이한 차이가 나타났다. 이와 같이 교사와 아동 간의 증상 평가가 불일치하는 것에 대해 여러 해석이 가능하겠지만, 우선은 측정자 간의 지각 차이에서 비롯된 것으로 예측할 수 있을 것이다. 한 학급에서 여러 명의 아동을 동시에 가르치는 교사의 입장에서는 ADHD 증상을 보이는 아동의 행동에 대해 다소 경직된 판단을 내릴 수 있는 반면, 아동 스스로는 자신의 증상에 대해 관대한 평가를 내릴 수 있다. 따라서 향후 아동의 자기보고와 교사보고 외에도, 부모보고, 관찰, 양육자 인터뷰 등의 정확한 임상적 진단 하에 지역을 광범위하게 하고 표집대상도 전체 초등학생으로 확대한 연구가 시행된다면 보다 정확한 결과를 얻을 수 있을 것이라 기대한다. 이와 동시에 평정자 간 시각 차이를 살펴보는 연구가 지속된다면 ADHD 증상에 대한 올바른 이해와 인식을 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

    본 연구에서는 ADHD 아동의 성별에 따른 매개효과의 크기를 비교하지 않았다. 소녀의 경우는 관계에 보다 더 큰 의미를 두고 있어 향후 연구에서는 매개효과 크기에서의 성차를 검증해보는 것도 필요할 것이다. 또한 본 연구에서는 부와 모의 돌봄을 함께 살펴보아 각각의 영향력을 도출할 순 없었지만, 향후 부와 모의 돌봄이 또래관계에 미치는 영향력을 구분하여 살펴보거나, 다른 부모 양육행동과의 매개효과를 병렬로 다뤄 본다면 부, 모 각각을 위한 개입 방안 마련에 시사하는 바가 더욱 클 것으로 여겨진다. 이러한 한계점에도 불구하고, 본 연구를 바탕으로 부모와 교사라는 환경적 맥락이 고려되어 ADHD 증상을 보이는 아동이 경험하는 또래관계 어려움을 감소할 수 있기를 기대해본다.

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  • [표 1.] 측정변인 간 상관, 평균, 표준편차
    측정변인 간 상관, 평균, 표준편차
  • [표 2.] 측정모형의 요인부하량
    측정모형의 요인부하량
  • [그림 3.] 측정 모형의 모수치 추정 결과
    측정 모형의 모수치 추정 결과
  • [표 3.] 연구모형과 경쟁모형의 적합도 지수 비교
    연구모형과 경쟁모형의 적합도 지수 비교
  • [그림 4.] 연구모형
    연구모형
  • [표 4.] 변인 간 간접(매개)효과 검증 결과
    변인 간 간접(매개)효과 검증 결과
  • [표 5.] Phantom변인을 이용한 개별 간접(매개)효과 검증 결과
    Phantom변인을 이용한 개별 간접(매개)효과 검증 결과