[ Article ]

The Korean Journal of Community Living Science - Vol. 37, No. 1, pp.43-58

ISSN: 1229-8565 (Print) 2287-5190 (Online)

Print publication date 28 Feb 2026

Received 16 Jan 2026 Revised 02 Feb 2026 Accepted 04 Feb 2026

DOI: https://doi.org/10.7856/kjcls.2026.37.1.43

장애아동의 가족건강성이 자아존중감에 미치는 영향: 또래애착과 장애수용의 순차적 매개효과

공유경 ; 서미정¹⁾^{, †}

부산대학교 아동가족학과 조교수
1)제주대학교 생활환경복지학부 교수

The Effects of Family Strength on Self-Esteem in Children with Disabilities: The Serial Multiple Mediation Effect of Peer Attachment and Acceptance of Disability

Youkyoung Kong ; Mijung Seo¹⁾^{, †}

Assistant Professor, Dept. of Child Development & Family Studies, Pusan National University, Busan, Korea
1)Professor, Faculty of Human Ecology & Welfare, Jeju National University, Jeju, Korea

Correspondence to: ^†Mijung Seo Tel: +82-64-754-3571 E-mail: mjseo@jejunu.ac.kr

This is an Open-Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/3.0) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Abstract

This study examined the structural relationships among family strength, peer attachment, acceptance of disability, and self-esteem among children with disabilities. Data were sourced from the fourth to sixth waves of the Disability and Life Dynamics Panel (DLDP). The results were as follows: First, family strength showed significant positive effects on peer attachment, acceptance of disability, and self-esteem. Peer attachment also positively predicted both acceptance of disability and self-esteem, and acceptance of disability significantly enhanced self-esteem. Second, indirect effects revealed that peer attachment mediated the relationship between family strength and acceptance of disability, and acceptance of disability mediated the relationship between peer attachment and self-esteem. Consequently, the sequential mediating effects of peer attachment and acceptance of disability were confirmed in the pathway from family strength to self-esteem. These findings suggest the importance of strengthening family and peer relationships and promoting acceptance of disability to enhance self-esteem among children with disabilities.

Keywords:

children with disabilities, family strength, peer attachment, acceptance of disability, self-esteem

Ⅰ. 서론

아동은 신체적, 심리적, 사회적 성숙을 바탕으로 학습, 스포츠, 놀이, 취미 등 다양한 사회적인 참여를 통해 자신에 대한 이미지를 구축해 나간다. 아동이 스스로를 어떻게 인식하느냐는 단순한 자아상을 넘어 자아존중감의 기초가 되며, 이는 행복감과 대인관계, 학교생활적응 등에 중요한 영향을 미친다(Gu et al. 2018; Kim & Choi 2022; Lee & Chae 2022). 장애아동의 경우 신체적 제한이나 사회적 낙인으로 인해 비장애 아동보다 낮은 자아존중감을 가진다고 여겨져 왔으나(Arnold & Chapman 1992; Miyahara & Piek 2006) 이러한 결과는 비장애인 성인의 시각에서 장애아동의 자아존중감을 평가했다는 점에서 한계를 지닌다. 이에 최근 연구들은 개인이 처한 환경, 사회적 경험, 심리적 회복력에 따라 장애아동의 자아존중감 수준이 다양하게 나타날 수 있음을 강조한다(Fox M 2003; Yeon & Choi 2021; Ju et al. 2023; Stein et al. 2024). 즉, 장애아동도 지지적 환경에서 긍정적 경험이 제공될 경우 비장애 아동과 동등하거나 그 이상의 건강한 자아를 형성할 수 있으며(Scarpa 2011), 자아존중감의 발달 과정 역시 비장애 아동과 마찬가지로 개인차가 존재한다는 것이다(Yeon & Choi 2021; Ju et al. 2023).

자아존중감은 자신에 대한 평가와 가치판단을 포함하는 것으로 타인과의 상호작용을 통해 형성된다(Leary & Baumeister 2000; Kim & Yoon 2011; Cho 2023). 즉, 자아존중감은 개인의 능력이나 상태에 대한 주관적 지각뿐만 아니라 건강한 대인관계와 사회적 경험 등을 통해 강화될 수 있다. 이러한 관점에서 장애아동의 심리적 건강과 자아존중감 향상을 위해서는 아동의 개인적 요인과 환경적 요인이 상호작용하는 과정을 통합적으로 살펴볼 필요가 있다. 특히 학령기는 사회적 관계가 가정에서 학교로 확장되는 시기로, 가정에서 습득한 사회적 기술을 또래관계에 적용하게 되고 이 과정에서 긍정적 대인관계를 경험할 때 자아에 대한 긍정적 태도를 내면화시키게 된다(Shin et al. 2021). 장애아동의 경우 이러한 경험 속에서 자신의 장애를 긍정적으로 수용하게 될 때 자아존중감이 더욱 발달한다(Jo et al. 2025). 이에 본 연구는 환경적 요인인 가족건강성과 또래애착, 그리고 개인적 요인인 장애수용에 주목하여 이들이 자아존중감에 미치는 영향을 살펴보고자 한다.

장애아동의 부모는 장기적인 돌봄에 대한 부담으로 인해 심리적 소진에 취약하다. 이는 자녀에 대한 정서적 거리두기, 양육 반응성 저하로 이어져 아동의 긍정적 자아형성을 저해하는 요인이 된다(Hastings 2002; Mikolajczak & Roskam 2018). 그러나 가족건강성이 높은 가정은 구성원 간의 긴밀한 유대와 개방적인 의사소통을 통해 서로를 이해하고 장애라는 특수한 상황을 가족의 가치체계 내에서 재구성하여 외부의 사회적 낙인과 스트레스에 유연하게 대응한다(Walsh 2016). 이러한 가족의 상호작용 속에서 아동은 장애 여부와 상관없이 구성원으로 존중받는 경험을 하게 되고, 가족이 공동의 노력으로 난관을 극복해 나가는 과정을 통해 성취감과 자기효능감을 경험하면서 자아존중감을 발달시킬 수 있다(Kim & Jang 2017; Park 2022; Rho 2025).

가족 안에서 존중을 경험한 아동은 타인의 부정적 반응에 쉽게 위축되지 않고 또래에게도 존중을 표현하며 친밀한 관계 형성에 필요한 사회, 정서적 역량을 갖추어 질적으로 더 나은 친구관계를 맺을 수 있다(Park & Kim 2015). 가족건강성이 높은 아동은 부모를 안전기지로 삼아 외부 세계를 탐색할 자신감을 얻기 때문에 신체적, 지능적 제약에도 불구하고 또래에 대한 신뢰와 개방적 의사소통, 사회적 유능성을 보인다(Rho 2025). 더 나아가 건강한 가족은 장애를 숨기기보다 열린 마음으로 대화하여 아동이 자신의 장애를 객관적으로 인식하고 수용하도록 돕는다. 이러한 경험은 아동이 장애를 자기 정체성의 일부로 재해석하고 자신의 강점을 발견하는데 기여한다(Park 2022; Na & Cho 2025). 따라서 건강한 가족 관계는 장애 아동의 긍정적 자아 형성을 도울 뿐 아니라 또래와의 상호작용을 강화하고 장애수용을 촉진하는 중요한 보호 요인으로 작용할 수 있다.

또래애착은 아동이 또래에게 느끼는 정서적 유대감으로 또래를 믿고 교류하면서 긍정적 관계를 형성하는 것을 의미한다. 이러한 또래관계는 학령기 이후 가장 중요한 사회적 관계 중 하나가 되는데 또래와 친밀한 관계를 유지하는 것은 장애아동에게 더욱 중요할 수 있다. 또래로부터의 수용 경험은 차별이나 낙인으로 인한 심리적 상처를 완화시켜주고, 또래의 행동을 모방하거나 사회적 기술을 학습할 수 있는 기회가 되어 친사회적 행동과 사회적 유능감을 발달시키면서 자기가치감을 가져오기 때문이다(Cho 2016; Benner & Wang 2017; Choi 2025). 선행연구들은 가족건강성이 높은 아동일수록 또래관계가 긍정적이며, 이러한 또래애착은 아동의 자아존중감을 향상시키는 중요한 요인이 됨을 보고한다. 이는 또래애착이 가족건강성과 자아존중감 간의 관계를 매개할 수 있음을 시사한다. 실제 비장애 아동을 대상으로 한 연구에서 가족건강성이 높을수록 또래애착이 증가되고, 이것이 자아존중감 향상으로 이어지는 경로가 보고된 바 있다(Lim & Jeon 2020). 그러나 장애아동을 대상으로 또래의 영향을 분석한 연구는 제한적이며, 비장애아동과 마찬가지로 장애아동 역시 학령기에 또래의 영향력이 커질 수 있음을 고려할 때 이에 대한 연구가 좀 더 활발하게 이루어질 필요가 있다.

한편, 또래애착은 장애수용에도 긍정적 영향을 미칠 것으로 추론된다. 다른 사람과 관계를 맺고 상호작용을 통해 감정을 교류하는 과정에서 경험하게 되는 긍정적이고 지지적인 정서적 유대는 장애로 인한 부정적 감정을 완화시키고 장애를 수용하는데 긍정적인 영향을 미친다(King et al. 2006; Dirth & Branscombe 2018; Jung et al. 2025). 즉, 지지적인 친구관계는 아동이 자신의 장애에 대해 갖는 부정적 인식을 완화하고, 장애를 개인의 한계가 아닌 다양한 정체성 중 하나로 받아들이는 과정에 도움을 줄 수 있다. 가족과 함께 또래와 같은 환경적 요인이 장애수용에 중요한 역할을 할 수 있음에도 불구하고 기존의 연구들은 삶의 만족과 같은 개인 내적 요인이나 사회 활동에 대한 참여 등이 장애수용에 미치는 영향에 초점을 두고 있어( Kim et al. 2021; Choi 2023; Jo et al. 2025) 대인관계를 통한 장애수용 향상 방안에 대한 근거를 충분히 제시하지 못하고 있다. 이에 본 연구는 장애아동의 또래애착이 장애수용을 매개로 자아존중감에 영향을 미칠 가능성에 초점을 맞추고자 한다.

장애수용은 아동이 자신의 장애를 인식하고 이를 긍정적으로 받아들이는 심리적 적응 과정으로 자아정체감 형성과 일상생활 적응에 긍정적인 영향을 미친다(Oh 2015; Kim et al. 2021; Jo et al. 2025). 즉, 장애가 있다고 해서 아동의 자아존중감이 낮은 것은 아니며, 아동이 장애를 어떻게 해석하고 받아들이느냐에 따라 달라질 수 있다. 아동이 장애를 충분히 수용하지 못했을 경우, 자신의 장애를 왜곡하거나 부정적으로 인식하여 자아존중감이 저하되지만, 장애를 긍정적으로 재해석하고 자신의 일부로 수용한다면, 타인의 시선에서 벗어나 자신을 있는 그대로 받아들이면서 자아존중감이 향상될 수 있다.

종합하면, 가족의 건강성은 장애아동의 자아존중감에 직접적인 영향을 미칠 뿐만 아니라 또래애착과 장애수용을 통해 간접적인 영향도 미칠 것으로 추론된다. 가족의 건강성과 자아존중감 간의 관련성은 다양한 연구를 통해 입증되어 왔으나, 장애아동을 대상으로 한 연구는 드물다. 또한 선행연구들은 주로 가족건강성과 자아존중감 간의 관계를 다루거나 두 변인 간의 매개요인으로 부모역할에 초점을 두고 있어, 장애아동의 개인 내적 심리 요인과 주요 대인관계로 또래 요인을 동시에 살펴본 연구는 매우 부족한 실정이다. 따라서 가족건강성이 또래애착과 장애수용을 매개로 자아존중감으로 이어지는 과정을 구조적으로 규명하는 것은 장애아동의 개인적 요인과 환경적 요인이 자아존중감 발달에 미치는 영향을 보다 명확히 이해하는데 기여할 수 있고 자아존중감 향상 방안을 마련하는 데 중요한 시사점을 제공할 수 있을 것이다.

본 연구의 목적은 장애아동의 자아존중감에 영향을 미치는 주요 변인들을 탐색하고, 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착과 장애수용의 순차적 매개효과를 검증하는 것이다. 이를 통해 장애아동의 자아존중감 향상 방안을 마련하는 데 필요한 기초자료를 제공하고, 장애아동의 건강한 성장과 발달을 위한 실천적, 정책적 시사점을 제시하고자 한다. 본 연구의 목적에 따른 연구문제 및 모형은 다음과 같다.

연구문제 1. 장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 관계는 어떠한가?
연구문제 2. 또래애착은 가족건강성과 자아존중감 간의 관계를 매개하는가?
연구문제 3. 장애수용은 또래애착과 자아존중감 간의 관계를 매개하는가?
연구문제 4. 또래애착과 장애수용은 가족건강성과 자아존중감 간의 관계를 순차적으로 매개하는가?

Fig. 1.

Research model.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 한국장애인개발원에서 2018년도부터 매년 진행하고 있는 ‘장애인삶 패널조사(Disability and Life Dynamics Panel)’의 4~6차수 데이터를 활용하였다. ‘장애인삶 패널조사’는 장애인복지법에 의거하여 보건복지부에 장애등록을 마친 등록장애인을 대상으로 자료를 수집하고 있으며, 10세 미만의 아동에서부터 70대 이상의 노인에 이르기까지 다양한 연령을 포함하고 있다.

본 연구의 대상은 ‘장애인삶 패널조사’의 4차 연도 조사에 참여한 초등학교 3~6학년 장애아동 290명이다. 학령 후기는 사회적 경험이 확장되면서 또래의 영향력이 커지고, 사춘기의 신체적, 정신적 변화가 나타나면서 아동의 자아존중감이 변화될 가능성이 높다(Kim & Yoon 2011). 그러므로 이 시기 장애아동의 심리, 사회적 경험이 이후의 자아존중감에 미치는 영향을 밝히는 것은 의미가 있다. ‘장애인삶 패널조사’에서 매개변인인 또래애착이 5차 연도에 처음 수집되었기 때문에 4차 연도의 가족건강성이 1년 뒤 또래애착과 장애수용을 매개로 하여 그 다음 해의 자아존중감과 관련되는가를 알아보고자 4~6차수 데이터를 활용하였다. 본 연구에 참여한 대상자들의 일반적인 특성은 Table 1과 같다.

Table 1.

Characteristics of the subjects(N=290)

연구대상의 특성을 구체적으로 살펴보면, 남아가 182명(62.8%), 여아가 108명(37.2%)으로 남아가 더 많고, 학년은 4학년(30.4%), 5학년(28.6%), 3학년(27.2%), 6학년(13.8%) 순으로 많으며, 학급형태는 일반학교의 일반학급(41.4%)이 가장 많다. 아동의 장애는 경증(35.5%)인 경우보다 중증(64.5%)인 경우가 더 많고, 장애유형은 지적/자폐성장애(45.2%)와 청각/언어장애(33.8%)가 절반 이상을 차지하고 있다.

2. 연구도구

1) 가족건강성

가족이 건강하게 기능하는 정도를 알아보기 위해 ‘장애인삶 패널조사’ 4차 연도에서 수집된 가족건강성 데이터를 사용하였다. 4차 조사에서는 Eo & Yoo(1995)의 ‘가족의 건강도’를 수정한 Choi(2004)의 가족건강성 척도를 이용하여 자료를 수집하였다. 이 척도는 아동이 지각하는 가족의 건강성을 자기보고 방식으로 측정하며, 가족원 간의 유대 5문항, 가족원 간의 의사소통 5문항, 가족원 간의 가치체계 공유 5문항, 가족문제해결 수행능력 5문항의 총 20문항, 4개의 하위요인으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘그렇지 않다’ 1점에서 ‘항상 그렇다’ 4점까지의 리커트 척도로 평가되었고 점수가 높을수록 가족의 건강도가 높음을 나타낸다. 척도의 신뢰도 계수 Cronbach’s α는 가족원 간의 유대 0.76, 가족원 간의 의사소통 0.77, 가족원 간의 가치체계 공유 0.69, 가족문제해결 수행능력 0.70이다.

2) 또래애착

또래애착은 한국청소년정책연구원의 ‘한국아동·청소년패널조사 2010’에서 개발한 척도를 사용하여 장애아동의 자기보고 방식으로 수집된 ‘장애인삶 패널조사’ 5차 연도의 자료를 활용하였다. 이 척도는 친구가 아동의 생각을 존중하고 말하는 것에 귀를 기울이는 정도를 측정하는 의사소통 영역 3문항과 친구를 믿고 속마음을 털어놓고 말할 수 있는지를 묻는 신뢰 영역 3문항, 친구와 함께 있어도 외롭다고 느끼는지를 평가하는 소외 영역 3문항으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 확인적 요인분석 결과 소외 영역의 요인부하량이 0.40 미만으로 나타나, 의사소통과 신뢰 영역만을 사용하여 또래애착을 측정하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘항상 그렇다’ 4점까지의 리커트 척도로 평가되었고 점수가 높을수록 또래와 안정적으로 애착을 형성하였음을 의미한다. 척도의 신뢰도 계수 Cronbach’s α는 의사소통 0.82, 신뢰 0.81이다.

3) 장애수용

‘장애인삶 패널조사’ 5차 연도 자료를 활용하여 아동이 자신의 장애를 수용하는 정도를 확인하였다. 패널 연구진들은 Baek et al.(2001)이 개발한 장애극복 문항과 Kaiser et al.(1987)의 장애수용 척도를 참고하여 12개의 장애수용 문항을 작성하였다. 이 척도는 장애를 가지고 있지만 자신의 인생에 만족하는지 등을 묻는 장애수용 9문항과 장애를 잊고 삶을 재미있게 살아가는지 등을 묻는 장애극복 3문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지 4점 리커트 척도로 측정되었으며 부정적인 장애수용을 묻는 4문항은 역코딩하여 총점을 구하였다. 이 때 점수가 높을수록 아동이 장애를 수용하고 있음을 나타낸다. 척도의 신뢰도 계수 Cronbach’s α는 장애수용 0.68, 장애극복 0.82이다.

4) 자아존중감

장애아동의 자아존중감은 Rosenberg(1965)가 개발한 자아존중감 척도를 사용하여 수집된 ‘장애인삶 패널조사’ 6차 연도 데이터를 활용하였다. 이 척도는 아동이 자기보고 방식으로 자신에 대한 전반적 태도를 평가하도록 구성되어 있으며, 자신에 대해 긍정적인 태도를 묻는 긍정적 자아존중감 5문항과 부정적 태도를 묻는 부정적 자아존중감 5문항으로 이루어져 있다. 모든 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘항상 그렇다’까지 4점 리커트 척도로 응답하며, 부정적 자아존중감에 해당하는 5문항은 역코딩하였다. 본 연구에서는 척도의 신뢰도를 떨어뜨리는 부정적 자아존중감 1문항을 제거한 나머지 9문항을 분석에 사용하였다. 점수가 높을수록 장애아동의 자아존중감이 높음을 나타내며 척도의 신뢰도 계수 Cronbach’s α는 긍정적 자아존중감 0.80, 부정적 자아존중감 0.74이다.

3. 자료분석

수집된 자료는 SPSS 22.0과 AMOS 26.0 통계 프로그램을 사용하여 분석하였다. 먼저, SPSS 22.0을 이용하여 연구대상의 일반적 특성을 파악하기 위한 빈도분석을 실시하였고 연구도구의 신뢰도를 확인하기 위해 Cronbach’s α 계수를 산출하였다. 그리고 연구변인들의 정규성을 검토하기 위해 왜도와 첨도를 산출하였으며, 변인들 간의 관계를 확인하기 위한 Pearson의 상관분석을 수행하였다.

다음으로, Amos 26.0을 이용하여 연구변인들 간의 구조 및 경로를 분석하였다. 이때 Anderson & Gerbing(1988)이 제안한 2단계 접근법을 적용하였다. 이 방법은 1단계에서 관측변수가 잠재변인을 잘 구인하는가를 확인하기 위한 측정모형 분석을 실시하며, 2단계에서 변인들 간의 경로를 파악하기 위한 구조모형 분석을 실시하는 것이다. 본 연구는 구조모형을 분석하기에 앞서 대안모형을 추가로 구성하여 모형의 적합도를 비교 분석하였다. 모형의 적합도는 X²과 NFI, TLI, CFI, RMSEA 지수를 기준으로 평가하였으며, NFI, TLI, CFI 값은 0.9이상이면 양호한 것으로, RMSEA 값은 0.8이하면 양호한 것으로 간주하였다(Hong 2000). 마지막으로, 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑 기법을 적용하여 간접효과를 분석하였다. 이때 부트스트랩 표본추출 횟수는 5,000회, 신뢰구간은 95%로 설정하였다.

Ⅲ. 결과 및 고찰

1. 주요변인의 기술통계 및 상관관계

가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감을 구성하는 변인들의 기술통계치와 상관관계는 Table 2와 같다.

Table 2.

Descriptive statistics and correlations between the main variables(N=290)

먼저, 연구변인들의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 3과 7을 넘지 않아 정규분포의 가정이 충족되는 것으로 나타났다. 다음으로 변인들 간의 관계를 살펴보면, 가족건강성과 또래애착 간의 상관은 r=0.04~r=0.19(p<0.001) 범위에서 부분적으로 유의미한 것으로 나타났다. 또한 가족건강성과 장애수용 간의 상관은 r=0.16(p<0.01)~r=0.27(p<0.001)로 모두 유의미한 정적 상관을 보였다. 가족건강성과 자아존중감 간의 상관도 가족문제해결 수행능력과 긍정적 자아존중감 간의 상관을 제외하면 r=0.15(p<0.01)~r=0.26(p<0.001)으로 유의미한 정적 상관을 나타냈다. 이외에도 또래애착과 장애수용 및 자아존중감 변인 간의 상관 역시 r=0.17(p<0.01)~r=0.32(p<0.001) 범위에서 대부분 유의미한 것으로 나타났다.

2. 장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 구조적 관계

1) 측정모형 분석

장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 구조적 관계를 검증하기에 앞서, 2단계 구조방정식 접근법에 따라 측정도구의 타당성을 확인하는 측정모형 분석을 먼저 실시하였다. 즉, 측정변수가 잠재변인을 적절히 설명하는지를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 이때 모수추정의 방법은 최대우도법(Maximum Lilelihood Estimation)을 사용하였으며, 모형의 적합도와 함께 집중타당도와 판별타당도를 검토하여 측정도구의 타당성을 판단하였다. 모형의 적합도 지수와 경로계수는 Table 3과 4에 제시하였다.

Table 3.

Fit Indices of the measurement model

Table 4.

Path coefficients of the measurement model

먼저, 초기 모형의 적합도 지수를 살펴보았는데, X²=88.150(df=38, p<0.001), NFI=0.935, TLI=0.945, CFI=0.962, RMSEA=0.068로 나타나 전반적으로 양호한 수준이었다. 그러나 또래애착의 하위요인 중 ‘소외’ 영역의 요인부하량이 0.40 미만으로 나타나 이를 제거한 뒤 모형을 재분석하였다.

수정된 모형의 적합도 지수는 X²=73.628(df=29, p<0.001), NFI=0.945, TLI=0.947, CFI=0.966, RMSEA=0.073으로 여전히 양호한 적합도를 보였다. 또한 잠재변인과 측정변인 간의 표준화 회귀계수는 0.45~0.92 범위에 있었고, 모든 C.R.값이 유의하게 나타나 집중타당도가 확보되었다. 더불어 잠재변인 간의 판별타당도를 평가하기 위해 산출한 HTMT 지수도 모두 0.85미만으로 나타나, 측정변인이 각 잠재변인의 개념을 적절히 구성하는 것으로 판단되었다. 이에 해당 모형을 최종모형으로 채택하여 후속분석을 진행하였다.

2) 연구모형과 경쟁모형 비교

본 연구모형의 타당성을 검증하기 위해 이론적으로 적절한 네 가지 대안모형을 추가로 구성하여 각 모형의 적합도 지수를 비교하였다. 이는 여러 대안모형과의 비교를 통해 불필요한 경로를 제거하고 모델의 간명성을 높여 최적의 설명력을 갖는 구조를 확인하기 위한 절차이다(Kline 2016). 연구모형과 경쟁모형의 적합도 지수는 Table 5에 제시하였다.

Table 5.

Comparison between the fit indices of the research model and the competing model

첫 번째 경쟁모형은 연구모형에서 또래애착과 장애수용 간의 경로를 제거한 구조이며, 분석결과 X²=85.349(df=35, p<0.001), NFI=0.936, TLI=0.936, CFI=0.957, RMSEA=0.080으로 나타났다. 이는 연구모형에 비해 X²과 RMSEA 값은 증가한 반면, NFI, TLI, CFI 값은 감소한 것으로 전체 모형의 설명력이 저하된 것으로 해석된다.

두 번째 경쟁모형은 가족건강성과 장애수용 간의 직접효과를 제외한 구조로, 모형의 적합도가 X²=94.370(df=35, p<0.001), NFI=0.930, TLI=0.925, CFI=0.950, RMSEA=0.086으로 나타나 연구모형 보다 낮게 평가되었다.

세 번째 경쟁모형에서는 또래애착에서 자아존중감으로 향하는 경로를 제거하였고 분석결과 X²=87.833(df=35, p<0.001), NFI=0.934, TLI=0.933, CFI=0.955, RMSEA=0.082이었다. 이 모형 역시 연구모형에 비해 설명력이 낮은 것으로 판단된다.

네 번째 경쟁모형은 가족건강성이 또래애착에 미치는 직접경로가 제외된 것으로, X²=78.644(df=30, p<0.001), NFI=0.941, TLI=0.944, CFI=0.962, RMSEA=0.075로 분석되었다. 이 모형은 비교적 연구모형과 유사한 수준의 적합도를 보였다.

종합적으로 비교한 결과, 연구모형은 X²과 RMSEA 값이 가장 낮고 NFI, TLI, CFI 값이 가장 높아 통계적으로 가장 우수한 적합도를 보였다. 따라서 연구모형이 여러 경쟁모형에 비해 이론적ㆍ통계적으로 가장 타당한 구조인 것으로 판단된다.

3) 구조모형 분석

장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 구조적 관계를 분석하였다. 먼저 모형의 경로 계수를 검토한 후, 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑을 활용하였다. 분석 결과는 Table 6과 Fig. 2와 같다.

Table 6.

Parameter estimates of the structural model

Fig. 2.

Structural model.

주요 경로별 분석 결과를 살펴보면, 장애아동의 가족건강성(B=0.16, p<0.05), 또래애착(B=0.35, p<0.001), 장애수용(B=0.22, p<0.001)은 모두 자아존중감에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 가족건강성(B=0.51, p<0.001)과 또래애착(B=0.42, p<0.001)은 장애수용에 유의한 영향을 미쳤으며, 가족건강성이 또래애착(B=0.13, p<0.05)에 이르는 경로 역시 유의하였다. 이는 장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 수준이 높을수록 자아존중감이 향상되고, 가족건강성과 또래애착 수준이 높을수록 장애수용이 증가하며, 가족건강성이 또래애착에도 긍정적 영향을 미침을 의미한다.

장애아동의 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착과 장애수용의 매개효과를 분석한 결과는 Table 7에 제시하였다.

Table 7.

Mediating effects of the structural model

매개효과 검증 결과, 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착(간접효과=0.05, CI:0.01~0.12)과 장애수용(간접효과=0.11, CI:0.05~0.21)의 매개효과가 모두 유의하였다. 또한, 가족건강성이 장애수용에 미치는 영향에서 또래애착의 매개효과(간접효과=0.06, CI:0.01~0.15)와 또래애착이 자아존중감에 미치는 영향에서 장애수용의 매개효과(간접효과=0.01, CI:0.00~0.04)도 유의하게 나타났다. 마지막으로 가족건강성이 또래애착과 장애수용을 거쳐 자아존중감에 이르는 순차적 매개효과(간접효과=0.01, CI:0.00~0.04) 또한 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.

이상의 결과를 종합하면, 장애아동의 또래애착은 가족건강성과 자아존중감 간, 그리고 가족건강성과 장애수용 간 관계를 각각 부분 매개하였다. 또한, 장애수용은 또래애착과 자아존중감 간의 관계를 부분 매개하며, 가족건강성이 또래애착을 통해 자아존중감으로 가는 경로를 순차적으로 매개하는 것으로 나타났다.

3. 고찰

장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 구조적 관계를 분석한 결과에 대해 논의하면 다음과 같다.

첫째, 장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애 수용 모두 자아존중감에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 가족이 얼마나 건강하게 기능하느냐가 장애 아동의 자아존중감에 직결된다는 결과는 가족구성원 간의 유대가 좋고 의사소통이나 가치체계의 공유가 잘 될수록 비장애 아동과 장애청소년 및 성인의 자아존중감이 높아진다는 선행연구(Lim & Jeon 2020; Park 2022; Rho 2025)를 지지한다. Yoo(2004)는 건강한 가족은 문제해결능력이 높아 위기 상황에서 부정하거나 회피하기보다 상호 신뢰와 지지를 통해 어려움을 극복한다고 하였다. 이러한 가족의 태도는 장애아동이 부담이 아닌 고유한 존재로 존중받도록 하며, 장애유무와 관계없이 사랑받을 가치가 있는 존재로 자신을 인식하게 만드는 토대가 된다. 따라서 장애아동의 발달을 지원하는 정책과 제도는 아동 개인에 대한 개입뿐 아니라 가족의 건강성을 증진하는 방안을 함께 고려해야 한다. 즉, 단순히 장애아동의 행동문제 개선이나 부모-자녀 관계 향상만을 추구하기보다 가족 전체의 기능을 강화할 수 있는 관점으로 확대할 필요가 있다. 이에 장애아동을 위한 중재나 개입 또한 부모, 형제자매 등 가족 구성원 전체가 함께 참여할 수 있는 프로그램으로 다양화될 필요가 있다.

한편, 또래애착이 높을수록 장애아동의 자아존중감이 높은 것으로 나타난 결과는 긍정적 또래관계가 아동에게 사회적 수용 경험을 제공하여 “나도 소속되어 있다”는 감각을 강화하고, 이를 통해 삶의 만족과 긍정적 자아 인식을 돕는 요인이 될 수 있음을 보여준다. 이러한 결과는 장애아동도 비장애 아동과 마찬가지로 학령기에 접어들면서 또래관계의 중요성이 커짐을 의미하며, 장애아동의 자아존중감 향상을 위해 또래 환경에 관심을 갖고 세심하게 지도하는 것이 필요함을 시사한다. 특히 또래애착은 단순히 한 공간에 머물면서 시간을 보낸다고 형성되는 것이 아니라, 질 높은 상호작용과 정서적 교류를 통해 강화된다. 따라서 장애아동이 또래와 긍정적 관계를 형성할 수 있도록 또래와 상호작용 기회를 제공하는 것을 넘어, 또래 간 갈등이나 문제 상황에 대처하는 기술, 정서적 친밀감을 형성하는 기술 등을 습득할 수 있도록 돕는 개입이 필요하다.

또한, 본 연구는 환경적 요인과 더불어 장애수용이 자아존중감 형성에 중요한 심리적 요인임을 확인하였다. 장애수용은 자신의 장애를 부정적 특성이나 결함으로 인식하는 것이 아니라 개인 정체성의 일부로 이해하고 긍정적으로 해석하려는 과정이다. 장애수용 수준이 높을수록 아동은 자신의 능력과 한계를 현실적으로 파악하고, 장애를 이유로 자신을 과소평가하지 않기 때문에 자아존중감이 향상될 수 있다(Choi 2021; Kim & Choi 2022; Yeon & Park 2022; Jo et al. 2025). 이에 장애아동이 일상에서 자신의 능력에 대한 믿음을 강화하는 자기 암시나 정체성을 긍정적으로 구축할 수 있도록 돕는 지지적 환경을 제공하는 것이 중요하다.

둘째, 장애아동의 또래애착은 가족건강성과 자아존중감 간의 관계를 부분 매개하는 것으로 나타났다. 가족건강성이 높은 가정일수록 부모는 자녀의 장애를 수용하는 능력이 높고, 스트레스 상황에서 문제 중심적으로 대처하는 경향을 보인다(Choi 2018). 이러한 가정 환경은 장애아동이 타인에 대한 신뢰를 형성하고 개방적인 의사소통을 바탕으로 다양한 문제해결 기술을 연습하는 토대를 제공한다. 본 연구결과는 아동이 가족 안에서 경험한 긍정적 상호작용이 또래관계로 전이되어 안정적 또래애착을 형성하는데 기여할 수 있음을 시사한다. 또한 장애아동이 건강한 가족환경 속에서 지속적이고 안정적인 또래관계를 경험하는 것은 자신이 가치 있는 존재임을 인식하고 강점을 발견하는 데 도움이 된다. 따라서 아동의 발달단계에 맞추어 대인관계의 영역이 가정에서 또래로, 나아가 장애ㆍ비장애 또래관계로 확장될 수 있도록 관계 형성과 유지에 도움을 주는 실천적 개입이 마련되어야 한다.

한편, 장애아동의 또래관계 증진을 위해서는 통합교육이 중요한 역할을 할 수 있다. 통합교육의 성공 여부는 장애학생을 바라보는 교사의 태도와 또래의 수용 정도에 크게 좌우된다는 점(Marlina 2018; Jardinez & Natividad 2024)을 고려할 때, 학교 현장에서는 비장애 아동을 대상으로 장애 이해 교육 및 장애인식 개선 프로그램 등을 제공하여 장애 아동을 긍정적으로 수용하고 공동체 활동을 통해 관계를 형성할 기회를 확대해야 한다. 이는 장애아동이 보다 원만하고 안정적인 또래관계를 구축할 수 있도록 돕는 기반이 될 것이다.

셋째, 장애수용은 또래애착과 자아존중감 간의 관계를 부분 매개하는 것으로 나타났다. 이는 장애아동이 또래로부터 정서적 지지를 받고 원활하게 소통할수록 자신의 장애를 보다 현실적으로 이해하고 긍정적으로 수용하게 된다는 것을 보여준다. 정서적으로 안전한 또래관계는 아동이 자신의 약점을 자연스럽게 받아들이도록 돕는 심리적 자원으로 기능하며, 이러한 장애에 대한 긍정적 태도는 자아존중감 향상으로 이어질 수 있다. 특히 학령기의 또래관계는 일상에서 가장 빈번하게 경험하는 사회적 관계이자, 자신에 대한 직접적인 평가와 피드백이 이루어지는 환경이다. 따라서 또래로부터 인정받고 소속감을 경험하는지는 장애 아동이 자신의 장애와 가치를 긍정적으로 인식하는데 기여하는 중요한 요인이 된다. 이에 장애아동을 위한 또래 중재자 또는 또래 멘토링 프로그램 등을 운영하여 장애아동이 또래로부터 정서적 지지를 제공받을 수 있는 구조를 마련하는 것이 필요하다. 더불어 장애아동을 대상으로 지지적인 상담적, 교육적 접근을 통해 아동이 자신의 장애를 보다 긍정적으로 해석하도록 돕는 개입도 함께 제공되어야 할 것이다.

넷째, 장애아동의 가족건강성은 또래애착과 장애수용을 매개로 자아존중감에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 장애아동의 가족 내ㆍ외적 지지 체계가 공고할수록 장애에 대한 긍정적 수용 태도가 높아지며, 이러한 환경적 요인과 개인적 요인이 상호작용하여 아동의 자아존중감이 발달함을 의미한다. 즉, 장애 자체의 특성보다 가족과 또래와의 상호작용, 정서적 지지, 그리고 장애에 대한 아동 스스로의 인식이 자아존중감 형성에서 중요한 역할을 함을 보여준다. 따라서 가족의 병리적, 부정적 측면에만 초점을 두기보다 기능적이고 긍정적인 측면을 강화하여 가족 구성원이 건강한 관계를 유지하고 기능할 수 있도록 지원하는 것이 필요하다. 또한 장애아동이 또래관계에서 정서적 유대와 친밀감을 경험하고 자신의 장애를 긍정적으로 수용할 수 있도록 돕는 지지적 환경을 조성해야 한다. 이러한 결과는 장애아동을 위한 정책이나 제도 마련 시 장애아동 개인에 대한 지원 뿐만 아니라 가족과 또래를 함께 고려한 다층적 지원체계가 필요함을 시사한다. 즉, 장애아동 당사자 중심의 서비스와 가족 및 또래환경을 강화하는 프로그램을 확대하는 것이 장애아동의 심리, 사회적 발달을 촉진하는데 중요하다.

Ⅳ. 요약 및 결론

본 연구는 장애아동의 자아존중감에 영향을 미치는 요인으로 가족건강성, 또래애착, 장애수용을 선정하여 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착과 장애수용의 순차적 매개효과를 검증하는 것을 목적으로 수행되었다. 이를 위해 ‘장애인 삶 패널조사(Disability and Life Dynamics Panel)’ 4차 연도에 참여한 초등학교 3~6학년 장애아동 290명의 종단 자료를 활용하여 구조방정식 모형과 부트스트래핑 분석을 실시하였다. 주요 연구결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 장애아동의 가족건강성, 또래애착, 장애수용 및 자아존중감 간의 관계를 확인한 결과, 가족건강성, 또래애착, 장애수용 모두 자아존중감에 유의한 정적 영향을 미쳤다. 이는 장애아동이 경험하는 가족의 건강성과 또래관계의 질, 장애에 대한 긍정적 수용 정도가 높을수록 자아존중감이 향상됨을 의미한다.

둘째, 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착의 매개효과를 검증한 결과, 가족건강성이 또래애착에 미치는 영향과 또래애착이 자아존중감에 미치는 영향이 모두 유의하여 또래애착의 부분 매개효과가 확인되었다. 이는 가족건강성이 가족의 화목을 넘어 또래애착과 자아존중감 등 장애아동의 심리ㆍ사회적 적응에도 기여할 수 있음을 시사한다.

셋째, 또래애착과 자아존중감 간의 관계에서 장애수용의 매개효과를 분석한 결과, 또래애착이 장애수용에 이르는 경로와 장애수용이 자아존중감에 이르는 경로가 모두 유의하여 장애수용의 부분 매개효과가 확인되었다. 따라서 장애아동이 또래와의 관계를 통해 정서적 지지를 받으며 소속감을 경험할수록 장애에 대한 긍정적 인식을 내면화하게 되며, 이러한 장애수용의 증진이 자아존중감 향상으로 이어질 수 있음을 의미한다.

끝으로, 가족건강성과 자아존중감 간의 관계에서 또래애착과 장애수용의 순차적 매개효과가 확인되었다. 이는 가족건강성이 높을수록 장애아동이 또래와 안정적인 정서적 관계를 형성하게 되고, 이러한 긍정적 또래 경험은 다시 장애수용을 높이는 과정으로 이어지며, 궁극적으로 장애아동의 자아존중감 향상에 기여하게 되는 연속적인 심리사회적 과정이 존재함을 의미한다. 따라서 장애아동의 자아존중감을 증진하기 위해서는 가족 내 정서적, 관계적 기능을 강화하는 동시에, 또래와의 상호작용을 촉진하고 장애에 대한 긍정적 태도를 내면화할 수 있는 환경을 마련하는 것이 중요하다.

본 연구는 종단적 자료를 활용하여 장애아동의 자아존중감에 영향을 미치는 변인을 도출하는 과정에서 개인적, 환경적 요인이 복합적으로 작용함을 밝혔다. 이를 통해 장애아동의 자아존중감 향상을 위해 장애아동 개인 뿐만 아니라 가족, 또래를 개입의 대상으로 하는 중재 방안의 필요성을 강조하였고 교육 및 상담 장면에서 장애아동에 대한 지지적인 접근의 근거 자료를 제시하였다는 점에서 의의를 둔다. 이러한 의의와 함께 몇 가지 제한점과 후속 연구를 위한 제언을 다음과 같이 제시하겠다.

첫째, 본 연구는 종단자료를 사용하였음에도 불구하고, 서로 다른 시점의 변인을 하나의 구조방정식 모형으로 통합하여 분석한 것이어서 시점 간 위계 구조를 충분히 반영하지 못한다는 한계를 가진다. 즉, 시간의 흐름에 따른 변화 과정이나 변인 간 인과적 순서를 설명하는데 제약이 있다. 추후 연구에서는 다양한 시점의 자료를 바탕으로 변인 간 인과적 관계의 방향성과 변화의 역동성 등을 검토하면 좋겠다.

둘째, 본 연구는 장애의 유형이나 정도를 구분하지 않고 장애아동을 하나의 집단으로 분석하였으나 장애의 유형과 정도에 따라 가족의 건강성과 또래관계 경험, 장애수용의 과정 등이 달라질 수 있다. 즉 본 연구는 양적 연구를 통해 장애를 가진 아동에 대한 전반적인 이해를 높였다는 점에서 의의가 있으나 장애아동의 개별적 특성에 따른 차이를 충분히 반영하지 못했다는 점에서 한계가 있을 수 있다. 추후 연구에서는 장애아동의 개인차를 고려하여 보다 정교한 설명이 요구된다.

셋째, 본 연구는 장애아동의 자아존중감을 측정하기 위하여 Rosenberg(1965)의 자아존중감 척도를 사용하였다. 그러나 Rosenberg(1965)의 자아존중감 척도는 일반 아동 및 성인을 대상으로 개발된 도구로 장애아동이 경험하는 특유의 심리, 사회적 맥락과 발달 특성을 충분히 반영하지 못한다는 제한점이 있다. 이에 추후 연구는 장애아동의 특성을 고려한 자아존중감 척도를 새롭게 개발하여 장애아동의 자아존중감 발달에 기여하는 개인 및 환경적 요인의 추가 탐색을 통해 장애아동의 건강한 발달을 촉진시킬 수 있는 방안이 마련되기를 기대한다.

Acknowledgments

This research was supported by the 2025 scientific promotion program funded by Jeju National University

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Variables		n(%)
Gender	Male Female	182(62.8) 108(37.2)
Grade	3 4 5 6	79(27.2) 88(30.4) 83(28.6) 40(13.8)
Type of school	General class Special education class Special education school	120(41.4) 119(41.0) 51(17.6)
Degree of disability	Severe Mild	187(64.5) 103(35.5)
Type of disability	Physical Neurological Visual Hearing & Language Intellectual & Autism Internal & Facial	15( 5.2) 23( 7.9) 12( 4.1) 98(33.8) 131(45.2) 11( 3.8)

	Family strength				Peer attachment		Disability acceptance		Self-esteem
	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
p<0.05, p<0.01, **p<0.001 1. family bonding, 2. family communication, 3. shared values, 4. problem solving, 5. communication, 6. trust, 7. acceptance, 8. overcoming, 9. positive, 10. negative
M	18.03	17.88	17.22	17.97	7.94	8.03	21.29	6.94	14.18	12.21
SD	2.04	2.10	2.18	1.94	1.79	1.86	3.77	2.05	2.41	2.31
Skewness	-1.25	-1.04	-1.00	-0.98	-0.60	-0.58	-0.25	-0.29	-0.57	-0.33
Kurtosis	1.93	0.66	2.10	1.10	0.10	0.33	0.57	-0.57	1.45	0.05
1	1.00
2	0.75^***	1.00
3	0.61^***	0.65^***	1.00
4	0.70^***	0.62^***	0.63^***	1.00
5	0.09	0.12^*	0.19^**	0.06	1.00
6	0.06	0.18^**	0.18^**	0.04	0.83^***	1.00
7	0.26^***	0.24^***	0.20^***	0.20^***	0.23^***	0.20^***	1.00
8	0.25^***	0.27^***	0.16^**	0.17^**	0.20^***	0.20^***	0.64^***	1.00
9	0.15^**	0.26^***	0.19^**	0.10	0.31^***	0.31^***	0.27^***	0.32^***	1.00
10	0.26^***	0.21^***	0.17^**	0.20^***	0.07	0.11	0.17^**	0.17^**	0.38^***	1.00

Model	X²	df	p	NFI	TLI	CFI	RMSEA
Initial model	88.150	38	0.000	0.935	0.945	0.962	0.068
Final model	73.628	29	0.000	0.945	0.947	0.966	0.073

Variables		B	β	SE	C.R.
***p<0.001
Family strength	Family bonding	1.00	0.87
	Family communication	1.00	0.85	0.06	17.55^***
	Shared values	0.91	0.75	0.06	14.59^***
	Problem solving	0.85	0.78	0.06	15.46^***
Peer attachment	Communication	1.00	0.90
Peer attachment	Trust	1.06	0.92	0.11	9.47^***
Disability acceptance	Acceptance	1.00	0.78
Disability acceptance	Overcoming	0.57	0.82	0.08	7.54^***
Self-esteem	Positive	1.00	0.83
Self-esteem	Negative	0.52	0.45	0.13	4.16^***

Model	X²	df	NFI	TLI	CFI	RMSEA
Research model	73.628	29	0.945	0.947	0.966	0.073
Competing model 1	85.349	35	0.936	0.936	0.957	0.080
Competing model 2	94.370	35	0.930	0.925	0.950	0.086
Competing model 3	87.833	35	0.934	0.933	0.955	0.082
Competing model 4	78.644	30	0.941	0.944	0.962	0.075

Variables	B	β	SE	C.R.
p<0.05, **p<0.001
Family strength → Self-esteem	0.16	0.15	0.08	2.00^*
Peer attachment → Self-esteem	0.35	0.28	0.06	3.93^***
Disability acceptance → Self-esteem	0.22	0.32	0.06	3.79^***
Family strength → Disability acceptance	0.51	0.31	0.12	4.34^***
Peer attachment → Disability acceptance	0.42	0.23	0.13	3.34^***
Family strength → Peer attachment	0.13	0.15	0.06	2.23^*

Variables	Indirect effect	Boot SE	LLCI	ULCI
Family strength → Peer attachment → Self-esteem	0.05	0.03	0.01	0.12
Family strength → Disability acceptance → Self-esteem	0.11	0.04	0.05	0.21
Family strength → Peer attachment → Disability acceptance	0.06	0.03	0.01	0.15
Peer attachment → Disability acceptance → Self-esteem	0.01	0.01	0.00	0.04
Family strength → Peer attachment → Disability acceptance → Self-esteem	0.01	0.01	0.00	0.04