우리나라의 다문화가족 아동수는 2010년 기준으로 30,040명으로 2006년 7,998명에 비하면 3.8배 증가하였으며, 증가율은 275.6%에 달한다(교육과학기술부, 2010). 특히 초등학생 비율은 다문화가족 아동 중 78.6%로 가장 높은 비율을 차지하고 있으며, 전체초등학생 중에서 차지하는 비중은 0.72%이다(김미숙 외, 2011). 이와 같이 단기간에 급격하게 증가하고 있는 다문화가족 아동수는 국제결혼을 통한 이주여성의 증가에 기인하고 있다. 다문화가족의 부모출신국별 분포를 보면, 일본출신이 36.4%로 가장 많으며 중국 한족 17.3%, 중국조선족 12.1%, 필리핀 17.1%, 베트남 4.4%, 태국 2.4%, 몽골 1.2%의 순으로 나타나고 있다(교육과학기술부, 2010).

이러한 다문화가족의 증가는 한국사회도 상이한 두 문화의 접촉에 따라 해당 문화들이 변화하는 현상인 문화변용(acculturation)을 경험하게 만들고 있다. 하지만 문화변용의 과정에서 다수의 주류문화집단은 문화변용에 대한 압력을 거의 받지 않거나 최소한으로 받는 반면, 소수의 비주류문화집단은 낮은 지위와 취약한 권력으로 인해 동화를 강요받는 불평등한 압력을 경험한다(Berry, 2003). 따라서 문화변용스트레스는 주로 소수의 비주류문화집단들이 경험할 수 밖에 없으며, 대부분의 문화변용스트레스는 차별, 부정적 선입견, 세대간 문화변용의 격차, 이중언어사용에 대한 압력 등에서 기인한다(Romero et al., 2007).

실제로 다문화가족의 아동은 외모, 언어, 문화의 차이로 인해 차별과 무시를 경험할 가능성이 크다. 설사 차별과 무시가 노골적이거나 직접적으로 드러나지 않더라도 다문화가족 아동들은 문화변용에 따른 스트레스를 경험하게 된다. 실제 ‘한국어교육’에 대한 강조를 통해 ‘우리’와 ‘그들’을 구별하는 편협한 시각을 반영하고 있으며, 실질적으로는 동화교육에 불과하다는 비판(이경희, 2011)을 받고 있는 우리나라 다문화교육환경에서 다문화가족 아동들은 일반아동과 비교할 때 따돌림의 경험이 많은 것으로 보고된다(심우엽, 2009). 또래로부터의 수용이 매우 중요한 시기라는 점에서 또래로부터의 차별은 아동발달에 매우 부정적인 영향을 미치는 경험이 될 수 있다(Spears-Brown & Bigler, 2005). 이와 관련하여 문화변용스트레스를 많이 경험하는 경우, 낮은 자아존중감, 정체감 혼란, 우울, 불안, 소외감, 위축과 같은 심리적 문제와 공격성, 외부 세계에 대한 적대적 태도, 분노폭발과 같은 행동문제를 겪을 가능성이 높다(Berry & Kim, 1987; 김윤나, 2008; 한정애, 2009; 신윤진‧윤창영, 2010 재인용).

문화변용스트레스가 다문화가족의 학령기 아동에게 미칠 부정적 영향 중 하나가 학교생활의 부적응이다. 실제로 다문화가족 아동은 학업성취도가 일반가정아동에 비해 낮으며(안혜령‧이순형, 2009), 학업중단의 충동을 많이 경험하는 것으로 보고된다(전경숙, 2008). 하지만 다문화가족 아동의 학교적응에 부정적 영향을 미치는 문화변용스트레스의 원천인 차별, 무시, 편견은 개인과 가족수준에서 변화를 이루어내기란 어렵다. 그보다는 학교적응을 촉진시켜줄 수 있는 요인을 강화시켜주는 개입전략이 보다 효율적이고 유용할 수 있다.

이와 관련하여 주목받고 있는 개념중 하나가 문화자본(cultural capital)이다. 문화자본은 경제적 자본, 사회적 자본과 마찬가지로 개인이 원하는 바를 얻어낼 수 있는 자원과 실천활동으로 특히, 자녀의 교육적 산물에 영향을 미치는 가족의 자원과 실천활동이라 할 수 있다(Lareau & Weininger, 2003). 그렇기에 문화자본이 주로 영향을 미치는 공간은 사회적 계급의 형성과 배분에 중요한 역할을 수행하는 학교이며, 학교에서 성공할 가능성은 그 사회의 상층계급이 향유하는 문화와 생활양식을 체화한 아동에게서 높다고 본다(DiMaggio, 1982; 장상수, 2008). 이들의 경우 교사들이 선호하는 언어적, 문화적 성향을 가지고 있기에 원활한 의사소통이 가능하고, 그로 인해 교사들 역시 이들에게 더 많은 관심과 애정을 보여주는 결과를 가져온다(DiMaggio, 1982; Lareau, 1987; Lareau & Horvat, 1999).

반대로 사회경제적 배경이 취약한 가정에서 자란 아동들은 학교에서 요구하고 선호하는 언어적, 문화적 성향을 가지고 있지 않다(Lareau, 1987). 이는 문화적 자본의 취약함을 가져와 학교생활의 부적응과 학업성취의 실패라는 어려움으로 연결될 수 있다. 이와 관련하여 다문화가족의 경우 부모 중 한 쪽이 한국의 교육문화나 학교환경에 대한 지식이 부족할 수 밖에 없고, 주류 또는 상층계급의 문화, 생활양식, 가치관 등에 익숙하지 못할 수 있다. 이는 기존의 문화자본 관련연구들에서 언급한 낮은 사회경제적 지위와 함께 다문화가족이라는 가족배경도 문화자본의 취약성을 가져오는 요인 중 하나일 수 있음을 의미한다.

하지만 부모의 사회경제적 지위와 문화자본이 무관하거나 오히려 하층계급의 자녀에게서 문화자본의 영향이 더 크다는 선행연구(DiMaggio, 1982; De Graaf, De Graaf, & Kraaykamp, 2000)를 고려할 때, 다문화가족의 아동이 경험하는 학교적응과 관련하여 문화자본이 미치는 영향은 클 수 있다. 아울러 다문화가족 내에서도 개별가족이 보유하고 있는 문화자본은 편차를 보일 수 있으며, 그에 따른 아동의 산물 역시 달라질 수 있을 것이다.

그런데 학교적응에 영향을 미치는 문화변용스트레스나 문화자본은 다문화가족 아동이 개인적으로 변화시키거나 선택하기는 어려운 요인이다. 그렇기에 문화변용스트레스와 문화자본의 영향을 매개하여 학교적응이라는 발달산물에 대해 근접영향을 미치는 요인(proximal factor)을 확인한다면 실제적인 개입프로그램의 개발에 유용한 함의를 제시할 수 있다(Masten, 2001; 이상균, 2007). 이에 아동의 학교적응과 관련하여 중요하게 언급되고 있는 근접영향요인 중 하나가 긍정적 자기개념이다. 자아존중감, 자기효능감, 통제소재감, 정서적 안정성 등으로 구성되는 긍정적 자기개념은 학업성취도와 학교생활적응에 유의미한 영향을 미친다고 여러 선행연구들에서 보고되고 있다(김광혁, 2006; 김선숙‧고미선, 2007; 김지혜, 2009; 윤경희‧김경희, 2003; 이경화‧정혜영, 2006; 하미화, 2009).

이에 본 연구에서는 다문화가족의 학령기 아동이 경험할 수 있는 주요한 적응산물인 학교적응에 영향을 미치고 있는 문화변용스트레스와 문화자본의 영향을 살펴보고자 한다. 특히, 학교적응에 근접영향을 미치고 있으면서 문화변용스트레스와 문화자본의 영향을 매개할 것으로 가정되는 긍정적 자기개념의 역할을 중심으로 살펴보고자 한다.

문화변용(acculturation)은 이질적인 두 문화를 가진 사회적 집단들이 지속적이고 직접적인 접촉을 통해 어느 한쪽 또는 양쪽 집단의 성원들이 가지고 있는 문화에 변화를 일으키는 현상이다(Cort, 2007). 문화변용은 이질적인 문화들의 직접 접촉을 전제로 한다는 점에서 단순히 일방이 다른 문화를 도입하는 문화전파와는 다르다. 이러한 문화변용은 이민자, 이주노동자, 또는 소수민족집단이 존재하는 사회라면 반드시 경험할 수 밖에 없는 현상이다.

문화변용의 과정에서 주로 소수의 비주류문화집단에 속해 있는 개인이나 가족은 낮은 지위와 취약한 권력으로 인해 동화에 대한 불평등한 압력을 경험한다(Berry, 2003). 그로 인해 자신이 속해 있는 문화와는 상이한 가치, 규범, 정체성 등과 타협해야 하기 때문에 스트레스를 경험할 가능성이 크다(LaFromboise, Coleman, & Gerton, 1993). 소수민족 또는 이민자가족의 아동은 이러한 문화변용스트레스를 경험하면서 우울, 약물남용, 학교부적응, 사회정서적 적응산물 등 다양한 문제들을 경험한다(Greene, Way, & Pahl, 2006; Hovey, 1998, 2000; Romero & Roberts, 2003; Vega et al., 1995; Wong, Eccles, & Sameroff, 2003).

특히, 학교는 소수민족, 이민자가족의 아동이 주류사회의 문화를 처음으로 대면하게 되는 일차적 공간으로, 또래관계, 학습활동, 방과후활동, 학교규칙 등을 경험하면서 주류문화를 학습하게 된다(Trickett & Birman, 2005). 아울러 학교는 다문화가족 아동들이 경험하는 문화적 갈등과 문화변용 스트레스의 주요한 원천으로 작용하면서, 다양한 부적응행동과 산물로 이어진다고 예견된다(Vinokurov, Trickett, & Birman, 2002). 이에 문화변용스트레스를 경험하는 아동들의 발달산물을 살펴보는데 있어 학교생활적응은 주요한 지표(maker)로 주목할 필요가 있다.

우리나라 다문화가족의 아동들 역시 부모의 문화와 민족이 서로 다르다는 점에서 문화변용스트레스를 경험할 수밖에 없다. 특히 부모의 이중문화로 인한 문화적 갈등과 정체성 혼란, 한국어를 제대로 구사하지 못하는 부모로 인한 적절한 언어습득의 어려움, 외모의 차이에서 오는 사회적 편견과 차별 등으로 학습과 학교생활적응에서 일반 가정의 아동보다 더 많은 어려움을 겪고 있다(박계란‧이지민, 2010).

또한 일반아동이 주로 성격적 특성으로 인해 따돌림을 경험하는 것과는 달리, 다문화가족 아동은 외모나 어머니의 출신국적으로 인해 따돌림을 경험한다(조영달, 2006). 실제 결혼이주여성 1,196명을 대상으로 한 연구에서(김유경 외, 2008), 자녀가 친구들로부터 따돌림을 당한 경험이 있는 비율이 19.6%로 나타났다. 강원도지역의 다문화가족 아동에 대해 조사한 연구(심우엽, 2009)에서도 일반아동과 비교할 때 따돌림을 당한 경험이 높았으며, 따돌림의 원인 또한 부모의 출신국적, 태도와 행동의 차이, 외모 등으로 대답해 문화변용에 기인한 차별을 경험하고 있음을 보고하고 있다.

친구들로부터의 따돌림과 차별의 경험은 다문화가족 아동들의 문화변용과정과 학교생활의 어려움에 직접적인 영향을 미칠 수 있다. 류진아(2011)에 따르면 다문화가족 아동들은 ‘정체감 혼란’과 ‘학업적 어려움’ 등을 경험하는 것으로 보고된다. 자신의 문화적 정체성을 부모에게 질문하거나, 어머니가 외국인이라는 사실을 싫어하고 창피해하며, 친구들에게 자신이 다문화가족임이 드러날까봐 어머니의 학부모활동참여를 거부하는 등 정체감 혼란을 보이고 있다. 아울러 공부에 대한 흥미결여, 학습활동의 태만, 학습동기의 저하 등을 보이면서 학습부진과 학교생활의 어려움을 호소하고 있다. 아울러 문화변용스트레스가 학교적응에 미치는 영향을 살펴본 연구(김유미, 2011)의 경우, 문화변용스트레스는 성별, 학년, 거주지, 경제수준, 부의 교육수준, 모의 교육수준을 통제한 상태에서도 학교적응에 유의미하게 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 국내 선행연구들의 결과는 다문화가족 아동들의 문화변용스트레스가 일차적으로 학교생활적응에 상당한 영향을 미치고 있음을 보여준다.

문화자본 이론은 학교에서의 학업성취가 개인의 재능에 의해서만 결정되는 것이 아니며, 가족의 사회경제적 배경과 그에 따른 문화적 자본에 의해 영향을 받는다고 본다. 즉, 문화자본을 많이 소유하고 있는 계층 또는 가족의 아동이 뛰어난 학업성취와 좋은 학교적응을 보인다는 것이다. 문화자본은 크게 세 가지 형태로 존재한다(Bourdieu, 1986). 첫째, 대상화된(objectified) 자본으로 그림, 책, 사전, 도구, 기계 등과 같이 문화적 상품의 형태를 가진 재화들이 이에 속한다. 둘째, 제도화된(institutionalized) 자본으로 학교 졸업장, 우수상, 학교대표와 같이 문화자본의 본래적 속성을 부여하여 보증해주는 것이다. 셋째, 체화된(embodied) 자본으로 인간이 마음과 육체 속에 비교적 지속적으로 가지고 있는 성향의 형태가 체화된 것을 의미한다(이정선, 2001).

전통적으로 문화자본은 예술활동참여나 관람 등 고급의 심미적 문화로 정의되었지만, 최근 들어 이러한 ‘지배적 해석’에서 벗어나 교육적 산물에 영향을 미치는 가족의 자원과 실천활동에 초점을 두는 입장도 있다(Lareau & Weininger, 2003). 이에 문화자본을 자녀의 학교생활에서 결핍되었다고 지각하는 바를 보충하기 위해 교사와의 관계를 협상하는데 필요한 교육적 지식으로 정의하기도 한다. 개인이 속한 계급과 관련된 문화적 요인은 부모가 참여하기를 요구하는 교사에 대한 순응정도를 다르게 만든다. 전문직－관리직 부모의 경우 재화, 지위, 사회적 관계망을 동원하는 능력도 있을뿐 아니라 아동의 교육적 경험을 감독, 관찰, 관장할 수 있는 능력이 있다. 즉, 다양한 자원을 활용하여 자녀의 교육에 관여하고, 그 결과 자녀의 교육성취를 향상시킬 수 있다는 것이다. 이에 적절한 어휘의 사용, 교사와 동등하게 상호작용할 수 있다는 인식 등 사회적 계급과 관련된 자원은 문화자본으로 작동하고, 이는 아동의 교육과정과 학교에서의 긍정적 경험에 영향을 미치게 된다(Lareau, 1989).

전통적인 문화자본의 영향을 반영하는 문화재생산이론에 따르면, 문화자본의 축적과 전수와 관련하여 중요한 역할을 수행하는 곳은 학교이다(DiMaggio, 1982; De Graaf & De Graaf, 1988). 학교는 주류계층이 자신들의 지위와 권력을 자녀들이 계승할 수 있도록 제도화한 사회적 공간이다. 이에 학교는 주류계층의 문화를 반영하는 특정한 언어적, 문화적 형식을 선호하고, 이러한 문화를 습득하면서 성장한 주류계층의 자녀는 학교생활에 유리한 문화자본을 보유하게 된다. 그 결과, 학교에서 교사와의 원활한 의사소통에 유용하게 활용되고, 교사 역시 역시 학교가 선호하는 문화자본을 많이 보유한 아동들에게 더 많은 관심과 애정을 보여주는 결과로 나타난다(DiMaggio, 1982; Lareau, 1987; Lareau & Horvat, 1999; 장미혜, 2002; 장상수, 2008).

결국 문화자본이 풍부한 아이들은 학교생활에 잘 적응하게 되고, 그로인해 수월한 학업성취를 경험하게 된다. 반대로 사회경제적 지위가 낮은 가정에서 자란 아이들은 학교에서 요구하는 언어적, 문화적 성향을 가지고 있지 않다(Lareau, 1987). 이는 문화적 자본의 취약함을 의미하며, 이에 따라 학교생활의 부적응과 낮은 학업성취를 경험하게 된다. 결국 문화재생산이론은 계급에 따른 문화자본의 불평등한 분배가 교육적 불평등을 낳고, 나아가 사회적 불평등으로 연결되면서 기존의 계급이 재생산된다고 본다.

기존계층의 고착을 강조하는 문화재생산론에 대한 경쟁모형도 존재한다. DiMaggio(1982)는 문화이동모형(cultural mobility model)을 통해 현대사회에서는 고급문화에 대한 접근성이 용이하게 되면서 오히려 사회경제적 지위가 낮은 가정의 아동들이 사회적 계층이동을 할 수 있는 수단으로 문화자본을 활용할 수 있다고 주장한다. 문화이동모형의 핵심적 주장은 문화자본이 사회경제적 지위가 높은 가정의 아이들에게는 추가적인 이득을 주지 못하며, 학교를 통한 사회적 계층이동이 가능하다는 것이다. 그럼에도 문화이동모델 역시 학교가 중립적인 공간이 아니라 문화자본을 가진 학생과 그렇지 않은 학생들에 대해 차별적으로 보상하는 기관이라고 가정한다는 점에서는 문화재생산모델과 맥을 같이 한다고 볼 수 있다(DiMaggio, 1982; 장미혜, 2002; 장상수, 2008).

문화재생산이론을 실증적으로 검증한 연구들은 주로 박물관, 오페라 관람과 같은 고급문화의 체험을 주요한 문화자본으로 보고, 이러한 활동 형태의 문화자본이 교육결과에 긍정적인 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다(Aschaffenburg & Mass, 1997; DiMaggio, 1982; DiMaggio & Mohr, 1985; Dumais, 2002; Mohr & DiMaggio, 1995). 국내연구의 경우에도, 부모와 문화적 자본이 자녀의 학업성취도에 영향을 미치고 있음을 보고하는 연구들이 다수 존재한다(박다현, 2010; 장미혜, 2002). 장미혜(2002)는 부모의 고급문화에 대한 취향과 인지적 능력(독서습관 등) 형태의 문화자본이 계급, 성, 거주지, 교육연수와 같은 다른 배경 요인을 통제한 후에도 자녀의 수능성적에 긍정적인 영향을 미치며, 인지적 능력 형태의 문화자본이 고급문화에 대한 취향에 비해 상대적으로 큰 영향력을 행사하는 것으로 보고하였다.

김현숙(2011)은 문화자본이 빈곤 학생과 비빈곤 학생의 학업성취에 영향을 미치는지를 살펴보았는데, 부모의 문화자본은 비빈곤 학생의 학업성취에는 영향을 미치지 않았으나 빈곤 학생의 학업성취에는 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한국교육종단조사(KELS) 1차년도 데이터를 사용하여 문화자본이 학업성취에 미치는 영향을 분석한 김경근‧변수용(2007) 은 부모의 교육수준, 직업지위, 가계소득과 같은 사회경제적 특성이 부모의 문화자본과 독서향유 형태로 측정한 자녀의 문화자본에 매우 큰 영향력을 발휘하고, 이를 통해 학업성취에도 직‧간접적으로 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다. 경제자본, 사회자본, 문화자본이 수능 및 내신 성적과 갖는 관계를 분석한 백병부‧김경근(2007)은 수능 성적과 내신 성적 모두에 대해 학생의 문화자본과 사회자본이 긍정적 효과를 미치는 것으로 보고하였다. 이러한 결과는 가정과 학교에서 사회자본 및 학생 문화자본을 확충하려는 노력을 통해 사회경제적 배경에 따른 학업성취의 격차가 일정 부분 완화될 수 있는 가능성을 시사해준다.

하지만 고급문화활동에 초점을 두고 문화자본을 측정한 연구의 경우, 아동의 학업성취에 미치는 문화자본의 영향은 다소 비일관적이다. 일정수준까지는 긍정적 영향을 미치다가 어느 수준 이상으로 많아지면 부정적 영향을 미치는 비선형 관계를 보여주기도 하며(변수용‧김경근, 2008), 문화예술적 취향, 독서정도, 영어 의사소통정도를 묻는 문항으로 문화자본을 측정한 연구(박현진‧김영화, 2010)에서는 문화자본이 학습태도와 성취열망에 유의미하지 않은 영향을 미치는 것으로 보고하였다.

한편, 문화자본은 학교생활에서 주요한 개인적 자원이 될 수 있는 자아존중감 및 자기효능감의 강화에도 긍정적 기여를 할 수 있다. 이와 관련하여 김은정(2006)은 부모의 사회자본과 문화자본을 통해 자신의 사회적 성취에 필요한 다양한 자원을 누릴 수 있고, 이용가능한 자원에 용이하게 접근‧사용하는 경험을 통해 만족감과 존중감을 높일 수 있다고 보고하였다. 이와 유사하게 안정이(2011)는 고전음악회, 오페라 공연, 연극, 미술관, 철학, 문학작품 등을 경험하는 문화활동이 학업성취에 직접적인 영향을 미치지 않을 수 있지만, 학업관련 자기신념을 향상시켜 학업성취를 이끌어낼 수 있다고 보고하였다. 문화자본의 소유는 학교문화와 규칙에 대한 이해도를 높이고, 이는 교사가 해당 아동을 유능한 학생으로 인식시켜 교육적 기대를 높게 가진다는 것이다. 그 결과, 교사로부터 높은 교육적 기대를 부여받는 학생들의 경우 자기효능감과 자기존중감이 향상되고 궁극적으로 높은 학업성취를 보인다고 볼 수 있다.

긍정적 자기개념(positive self concept)은 자아존중감, 자기효능감, 통제소재감(locus of control), 정서적 안정성 등을 반영한 개념이다(Judge, Locke, & Durham, 1997). 긍정적 자기개념의 하위요소인 자아존중감은 빈곤계층과 같이 취약한 자원이나 가족특성을 가진 아동에게서 주요한 보호요인으로 언급되고 있다. 그렇기에 취약계층 아동의 학업성취와 자아존중감간에는 유의미한 관계가 보고되고 있다(이봉주‧김광혁, 2009). 자아존중감이나 자기개념, 자기 효능감 등 긍정적 자기개념이 학업성취도에 유의미한 영향을 미치고 있다는 결과를 여러 연구들에서 보고하고 있다(김광혁, 2006; 김선숙‧고미선, 2007; 박옥임‧황정주‧문희, 2010; 윤경희‧김경희, 2003; 이경화‧정혜영, 2006; 하미화, 2009).

따라서 아동이 지각한 긍정적 자기개념과 학교생활적응의 관련성을 생각해 볼 때, 다문화가족아동의 학교적응을 강화시킬 수 있는 방안으로 아동들의 긍정적 자기개념을 면밀히 고려해 볼 필요가 있다. 다문화가족 아동의 긍정적 자기개념의 수준과 영향요인이 일반아동과는 다를 수 있기 때문이다. 실제로 중고등학교 재학 중인 다문화가정 자녀의 자아존중감 수준을 일반청소년의 그것과 비교한 연구(김지혜, 2009)에서, 다문화가족 청소년과 일반청소년의 자아존중감에 영향을 미치는 요인은 다른 것으로 나타났다. 다문화가족 청소년의 경우 차별경험과 같은 다문화 가족의 특성에 따른 경험이 자아존중감에 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 서울과 경기도 13개 초등학교 3-6학년 다문화가정아동과 일반가정아동을 비교한 연구(김아영‧김수인, 2011)에서도 다문화가족 아동의 자아존중감과 학교생활적응수준은 일반가정 아동보다 낮았으며, 따돌림피해경험도 많은 것으로 보고되었다. 그렇지만 다문화가족아동의 학교생활적응을 예측하는 요인들 중 상대적 영향력이 가장 큰 변인은 자아존중감으로 나타났다.

본 연구에서 활용되어진 경기교육복지패널조사는 다문화가족의 문화적 자본형성과 축적과정을 파악하는 동시에 아동발달의 추이를 조사하고자 다문화가족의 아동과 그 어머니를 대상으로 실시된 종단적 조사이다. 경기교육복지패널조사에 참여한 아동은 경기도내 교육복지사업을 수행하고 있는 11개 지역교육청(수원, 안양과천, 부천, 광명, 안산, 평택, 군포의왕, 시흥, 의정부, 고양, 구리남양주 등)에 소재한 초등학교에 재학중인 아동들이었다. 해당지역의 다문화가족 모집단을 확인한 결과, 총 613명이었으며, 11개 지역교육청내 다문화가족아동으로 초등학교 5, 6학년이 재학중인 288개 학교를 전수접촉하여 본 연구의 목적과 방법에 동의한 다문화가족 아동과 부모를 대상으로 쌍체표집하였다.

경기교육복지패널 1차년도 자료는 2011년 3월에 실시한 예비조사와 2011년 5월부터 7월까지 실시한 본조사를 통해 구축되었다. 또한 조사는 한국어와 6개의 어머니 출신국가 언어로 번역된 구조화된 설문지를 가지고 사전에 훈련된 전문조사원에 의해 컴퓨터를 통한 방문면접조사(Computer-Aided Personal Interview, CAPI) 방식과 설문조사방식을 병행하여 진행되었다. 경기교육복지패널 1차년도에 참여한 다문화가족의 초등학교 5, 6학년 아동과 어머니는 각각 459명씩 총 918명이었다.

1) 종속변인: 학교적응

본 연구의 종속변인인 학교적응은 학업성취도, 학교생활만족, 학교규칙준수 등으로 구성하였다. 학업성취도는 국어, 영어, 수학 등 주요과목에 대한 자기보고식 학업성취 문항에 다문화 아동의 취약과목으로 지적되는 두 과목(사회, 과학)을 추가하여 총 5개 과목에 대하여 각각 ‘학생의 지난 1년간 성적은 반에서 어느 정도였습니까?’를 물어 문항점수의 평균으로 측정하였다. 문항은 5점 리커트척도로 구성되어 있으며, 본 연구에서의 신뢰도는 .81이었다. 학교생활만족과 학교규칙준수와 관련해서는 ‘학교생활이 즐겁다’, ‘내가 배우고 있는 과목을 좋아한다’, ‘선생님의 지시를 따른다’, ‘학교를 그만두고 싶어질 때가 있다’, ‘시험볼 때 다른 친구의 답안지를 본 적이 있다’, ‘수업이나 자율학습 시간에 허락없이 나간 적이 있다’ 등 7개 문항으로 구성하였고, 본 연구에서의 신뢰도는 .72이었다.

2) 주요독립변인: 문화변용 스트레스 및 문화자본

(1) 문화변용 스트레스

본 연구에서는 다문화가족 아동이 문화변용 과정에서 겪는 스트레스를 측정하기 위해 Hovey와 King(1996)이 사용한 SAFE (Social, Attitudinal, Familial and Environmental Acculturative Stress Scale for Adolescents) 척도를 번안수정한 국내연구(노충래, 2000; 홍진주, 2004; 신혜정, 2006)의 문항을 사용하였다. 척도는 4점 리커트척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 문화변용 스트레스가 높음을 의미한다. ‘다른 사람이 어머니 나라의 문화를 갖고 놀린다’, ‘주변에서 나를 한국사람으로 대하지 않는다’, ‘한국 사람들은 우리 가족을 차별한다’, ‘생김새가 달라서 친구들이 놀린다’ 등 4문항으로 구성되어 있으며 신뢰도는 .84로 나타났다.

(2) 문화자본

본 연구에서는 다문화가정 아동의 문화자본 향유정도를 측정하기 위해 Manuel(2003)이 사용한 문화자본측정도구를 수정하여 사용하였다. 아동의 교육성취와 관련된 문화자본도구는 어머니가 응답한 측정자료를 사용하였다. 문화자본 척도는 대상화된 문화자본, 제도화된 문화자본, 체화된 문화자본 3개의 하위요인으로 구성되어 있으며, 대상화된 문화자본은 아동을 학습공간, 도서, 컴퓨터의 충분한 구비, 영화뮤지컬, 음악회 등 공연관람 경험, 박물관, 미술관 등 전시회 방문경험, 캠프체험활동 참여경험 등과 관련한 6개 문항으로 구성하였다. 제도화된 문화자본은 학교와 학급에서 다양한 학교활동에 대해 공식적으로 인정받고 승인받은 경험을 물어보는 3문항으로 구성하였고, 체화된 문화자본은 학교생활 및 교육과 관련하여 어머니가 가지고 있는 가치관을 물어보는 4문항으로 구성하였다. 문항점수가 높을수록 문화자본의 수준이 높음을 의미하며, 본 연구에서 사용한 측정도구의 신뢰도는 .63으로 나타났다.

3) 매개변인: 긍정적 자기개념

본 연구에서 다문화가족 아동의 긍정적 자기개념은 선행연구(Judge et al., 1997; Judge & Bono, 2001)에서 제시한 바를 반영하여 자아존중감과 자기효능감을 지표변인으로 사용하였다. 아동의 자아존중감은 Rosenberg(1965)가 개발하고 전병제(1974)가 번역한 도구를 기반으로, ‘나는 다른 사람처럼 가치 있는 사람이라고 생각한다.’ ‘나는 좋은 성격을 가졌다고 생각한다.’ ‘나는 나 자신에 대해 긍정적인 태도를 가지고 있다.’ ‘나는 나 자신에 대하여 만족한다.’ ‘나는 내 자신이 쓸모없는 사람이라는 느낌이 든다’ 등 9개 문항을 사용하였다. 이 척도는 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며, 신뢰도는 .76으로 문항점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 아울러 자기효능감은 ‘주어진 일을 잘 해낼만한 능력이 있다’, ‘주어진 일에 최선을 다할 수 있다’, ‘힘든 일이 있어도 이겨낼 수 있다’ 등 3문항으로 구성하였다(박현선, 1998). 본 연구에서 확인한 신뢰도는 .86이었다.

4) 통제변인

본 연구에서 통제변인으로 투입한 변인은 아동의 성별, 모의 출신국적, 모의 한국거주기간, 모의 한국어구사능력, 욕구소득비로 구분한 빈곤가구여부 등이었다. 모의 출신국적은 중국, 일본, 동남아 및 기타로 구분하여 효과코딩방식으로 전환하였고, 모의 한국거주기간은 거주년수로, 한국어 구사능력은 말하기, 읽기, 쓰기영역에서 자기보고식으로 측정한 결과의 평균점수로 사용하였다. 한국어 구사능력의 신뢰도는 .90으로 나타났다. 마지막으로 빈곤가구여부는 월평균소득을 가구원수를 고려한 최저생계비로 나눈 욕구소득비로서 1이하일 경우 빈곤가구로 구분하였다.

1) 분석모형

다문화가족 아동이 경험하는 문화변용스트레스는 해당아동의 적응산물에 부정적 영향을 미치는 위험요인이다. 반면 다문화가족이 보유하고 있는 문화자본은 아동의 학교적응에 긍정적 영향을 미칠 수 있는 보호요인이라 할 수 있다. 이에 아동의 발달산물에 영향을 미치는 보호요인과 위험요인의 영향을 모형화한 Masten(2001)의 논의를 바탕으로 그림 1과 같은 분석모형을 채택하였다.

<그림 1-가>는 보호요인과 위험요인의 주효과모형(main effect model)을 나타낸 것이다. 이는 아동 개인이 가지고 있는 위험요인과 보호요인이 적응산물에 미치는 독립적인 효과를 검증할 때 사용된다. 즉, 보호요인을 가지고 있는 아동이 위험요인의 수준에 독립적으로 긍정적 산물을 경험할 가능성이 높다면, 보호요인의 주효과가 존재한다고 볼 수 있다. 마찬가지로 위험요인 역시 보호요인의 수준에 상관없이 적응산물에 미치는 부정적인 효과가 나타난다면, 위험요인의 주효과가 존재한다고 볼 수 있다(이상균, 2007).

주효과 모형에 기반하여 아동의 적응을 강화하기 위한 개입전략을 수립할 경우 보다 많은 보호요인을 강화하는데 초점이 두어진다(Masten, 2001). 즉, 충분한 보호요인이 제공된다면, 높은 수준의 위험요인이 가져올 수 있는 부정적 영향을 상쇄시켜 적응산물이 감소하지 않고 정상적인 발달수준을 유지할 수 있기 때문이다. 이와 같이 위험요인의 부정적 영향을 상쇄시킨다는 의미에서 주효과모형에서의 보호요인은 보상적 요인(compensatory factor)이라 불리워진다(Masten, 2001; 이상균, 2007).

<그림 1-나>는 보호요인과 위험요인의 매개모형(mediation model)을 보여준다. 매개 모형에서 위험요인과 보호요인이 아동의 적응산물에 미치는 효과는 제 3의 변인에 의해 매개된다고 가정한다. 이때 매개변인에는 적응산물에 긍정적인 변화를 이끌어낼 수 있는 근접영향요인(proximal factor)을 상정한다. 예를 들어, 가족이 안고 있는 빈곤, 실직, 차별 등과 같은 위험요인은 직접적으로 아동의 적응에 영향을 미치는 효과가 적은 대신, 부모의 양육행동을 매개하여 간접적으로 영향을 미칠 수 있다. 반대로 풍부하고 강건한 자원이나 강점을 가지고 있는 부모나 가족의 경우, 아동에게 위험요인의 영향이 미치는 것을 최소화하기 위해 적응산물을 직접적으로 변화시켜줄 수 있는 매개변인을 강화시키려 할 것이고, 이는 결과적으로 위험요인의 부정적 영향을 막아줌으로써 긍정적인 아동의 발달산물을 가져올 수 있다(Masten, 2001; 이상균, 2007).

이와 같이 매개모형은 위험요인과 보호요인의 직접효과보다는 매개변인을 통한 매개효과의 경로를 찾아내는 것이 주된 목적이 된다. 이때 중요한 것은 직접효과 또는 총효과와 비교하여 매개효과의 영향력이 충분히 큰 매개경로를 찾아내는 것이다. 즉, 위험요인과 보호요인이 적응산물에 미치는 경로의 사이에 존재하는 매개변인을 확인할 수 있다면, 위험요인의 효과를 막아내고 보호요인의 효과를 강화시켜줄 수 있는 효과적인 개입지점과 실천전략을 수립할 수 있기 때문이다.

2) 매개효과 분석방법

본 연구에서는 매개효과 검증을 위해 부트스트래핑(bootstrapping)을 이용하였다(Shrout & Bolger, 2002). 기존의 연구들에서 매개효과검증을 위해 많이 사용하는 소벨검증방법(Baron & Kenny, 1986)은 두 경로의 곱으로 이루어진 매개효과 계수(a₁b, a₂b)의 분포가 정규성을 가진다는 가정을 충족시켜야 한다. 하지만 두 개의 회귀계수곱으로 이루어진 매개효과계수는 정규성 가정을 충족시키기 힘들며, 비대칭적인 분포를 갖는다. 이는 결과적으로 검증력을 감소시켜 제 2 유형의 오류(type II error)를 범하기 쉽다. 이에 매개효과계수에 대한 유의도검증 방법의 대안으로 등장한 것이 부트스트래핑이다(Preacher, Rucker, & Hayes, 2007). 부트스트래핑은 분석표본의 사례수와 동일한 크기의 표본을 일정한 수만큼 반복추출한 후, 각 표본들에서 얻어낸 매개효과 회귀계수들의 분포를 확인한다. 예를 들어, k개만큼 반복추출한 표본들에서 얻어낸 매개효과 회귀계수는 총 k개가 될 것이다. k개의 매개효과계수들에 대한 분포를 확인하여, 100(1-α)%(유의수준 α=.05일 경우 95%) 신뢰구간의 상, 하한값은

번째의 값과

번째의 값으로 정의된다. 그런 다음 이 구간에 0의 값이 포함되는지를 확인하여 매개효과의 통계적 유의도를 검증한다(이상균, 2008). 부트스트래핑방법은 검증력이 상대적으로 뛰어나기에 매개효과의 정규성을 가정하는 소벨검증방법에서 통계적으로 유의미하지 않았던 매개효과가 유의미한 것으로 나타나기도 한다. 이러한 장점을 가진 부트스트래핑방법을 사용한 본 연구에서 설정한 재표집횟수는 1,000회였으며 95% 신뢰구간으로 매개효과를 검증하였다.

본 연구의 조사대상인 다문화가족 어머니와 아동이 가지고 있는 일반적 특성을 살펴보면 표 1과 같다. 조사대상 다문화가족 아동의 성별은 남자 227명, 여자 232명으로 거의 동등한 분포를 보이고 있으며, 학년별 구성 역시 5학년 234명, 6학년 225명으로 유사한 분포를 보이고 있다. 아동의 연령은 평균 11.4세로 확인되었다.

다문화가족 어머니의 경우, 출신국적의 분포를 살펴보면 조선족을 제외한 중국이 23.7%, 일본 49.3%, 필리핀, 태국, 베트남 등 동남아국이 25.5%, 몽골 1.5%로 나타났다. 어머니의 평균연령은 41.8세였으며, 한국거주기간 평균년수는 13.5년이었다. 어머니의 평균교육년수는 12.8년이었으며, 5점 급간으로 측정한 한국어구사능력은 평균 3.46점으로 나타났다. 조사대상 다문화가족의 욕구소득비로 분류한 빈곤가구분포는 24%로 나타났다.

분석에 투입된 주요변인과 통제변인간의 상관관계를 살펴보면 표 2와 같다. 아동이 지각한 문화변용 스트레스는 어머니가 응답한 문화자본과는 유의미한 상관관계를 보이지 않았다. 하지만 문화변용 스트레스는 아동의 학교적응과는 부적상관을 보였고, 어머니의 한국거주기간과 한국어구사능력과도 부적 상관을 보였다. 즉, 다문화가족 어머니의 한국거주기간이 길고, 한국어 구사능력이 좋은 경우 아동이 지각하는 문화변용스트레스는 상대적으로 적음을 보여준다.

어머니가 응답한 문화자본은 아동의 긍정적 자기개념과 정적인 상관을 보였고, 학교적응과도 정적인 상관을 갖는 것으로 확인되었다. 또한 문화자본은 여자아동이 남자아동보다 많은 것으로 나타났고, 빈곤가구일수록 적은 것으로 나타났다. 어머니의 한국어구사능력과는 정적인 상관을 보였고, 어머니의 출신국적이 동남아국일 경우 낮은 것으로 나타났다.

다문화가족 아동의 학교적응수준은 남자아동이 여자아동보다 낮은 것으로 확인되었고, 어머니의 한국어구사능력이 좋을수록 학교적응수준이 높은 것으로 나타났다. 어머니의 한국거주기간과 한국어구사능력은 정적인 상관을 보였고, 중국, 동남아, 몽골출신의 어머니들은 전체평균에 비해 한국거주기간이 짧은 것으로 나타났다. 어머니의 한국어구사능력은 중국계 어머니가 평균보다 높은 수준인 것으로 나타났지만, 동남아 및 몽골국적 어머니와는 유의미한 상관이 없는 것으로 나타났다.

앞서의 분석모형에서 제시한 주효과모형과 매개효과모형을 분석하기 이전에 각 모형들의 측정모형적합도를 확인하였다. 표 3의 결과에서처럼 각 측정모형은 모형적합도 수용기준(Hu & Bentler, 1999)에 근거하여 모두 양호한 모형적합도를 보여주었다.

먼저 다문화가족 아동의 학교적응에 대해 문화자본과 문화변용 스트레스가 미치는 주효과영향을 분석하였다. 주효과모형의 모형적합도 역시 측정모형과 동일하게 양호한 수준으로 나타났다. 분석결과, 문화자본과 문화변용스트레스는 통제변인의 영향을 통제한 이후에도 아동의 학교적응에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

다문화가족 아동들은 외국인 어머니에 대한 사람들의 편견, 자신에 대한 친구들의 차별과 무시 등과 관련된 문화변용스트레스를 많이 경험할수록 학교적응의 수준은 낮은 것으로 나타났다. 문화변용스트레스가 다문화가족 아동의 학교적응에 미치는 주효과의 표준화회귀계수는 -.219로 나타났는데, 이는 문화변용스트레스가 1 표준편차만큼 증가할 경우, 학교적응은 표준편차의 0.2배만큼 감소한다는 것을 의미한다.

반면, 다문화가족 어머니가 응답한 문화자본은 학교적응에 긍정적인 주효과영향을 미치는 것으로 나타났다. 충분한 교육관련 매체와 공간을 확보하고, 다양한 문화활동을 경험하면서, 학교로부터의 공식적 인정을 받는 경험을 수행하고, 학교와 학업에 대한 긍정적 가치관을 보유하는 경우, 아동의 학교적응수준은 높아지는 것으로 나타났다. 다문화가족 어머니가 응답한 문화자본이 아동의 학교적응에 미치는 주효과의 표준화회귀계수는 .713으로 나타났다. 이는 문화자본이 1표준편차만큼 증가할 경우, 아동의 학교적응수준은 표준편차의 0.7배만큼 증가함을 뜻한다.

표 4에서처럼 문화변용스트레스와 문화자본이 학교적응에 미치는 주효과를 부트스트래핑분석을 통해 확인한 결과, 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값에 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 유의미한 주효과를 가지고 있음을 확인할 수 있다. 이와 같이 주효과모형을 통해 문화변용스트레스와 문화자본이 학교적응에 대해 상호 독립적으로 영향을 미치는 것으로 나타난 결과는 문화변용스트레스의 부정적 영향을 상쇄하기 위해 문화자본의 증가를 통해 다문화가족 아동의 학교적응이라는 발달산물을 강화하는 자산구축(asset-building)전략이 유용할 수 있음을 의미한다(Masten, 2001).

다문화가족 아동의 학교적응에 대해 문화변용스트레스와 문화자본이 긍정적 자기개념을 통해 영향을 미치는 매개효과를 분석하였다. 매개효과모형의 적합도 역시 양호한 적합도를 갖는 것으로 확인되었다.

그림 3에서 제시한 바와 같이, 다문화가족의 문화자본은 아동의 긍정적 자기개념을 증가시키고(β=.426), 강화된 긍정적 자기개념은 다시 학교적응의 수준을 높이는 영향(β=.722)을 미치고 있었다. 아울러 다문화가족의 문화자본은 아동의 학교적응에 직접적으로 영향을 미치는 효과(β=.312) 또한 유의미한 것으로 확인되었다. 반면, 문화가족 아동이 경험하는 문화변용스트레스는 긍정적 자기개념을 감소시키고(β=-.138), 감소된 긍정적 자기개념은 학교적응의 수준에 유의미한 영향을 미치고 있었다. 다문화가족 아동이 경험하는 문화변용스트레스가 학교적응에 직접적으로 영향을 미치는 효과 또한 유의미한 것으로 나타났다(β=-.174).

아울러 문화자본이 학교적응에 미치는 직접효과를 제약한 모형(Δχ²=8.54, Δdf=1, p<.01), 문화변용스트레스가 학교적응에 미치는 직접효과를 제약한 모형(Δχ²=7.85, Δdf=1, p<.01), 문화자본과 문화변용스트레스의 직접효과 모두를 제약한 모형(Δχ²=19.23, Δdf=2, p<.01)을 경쟁모형으로 비교한 결과, 그림 3에서 제시한 부분매개효과모형이 적합한 모형임을 확인하였다.

한편, 다문화가족의 문화자본과 문화변용스트레스가 긍정적 자기개념과 학교적응에 미치는 효과가 각각 통계적으로 유의미함을 확인하였지만, 각 경로의 곱으로 이루어지는 매개효과에 대한 통계적 검증을 추가적으로 실시할 필요가 있다. 이에 매개효과의 비정규성 문제를 해결할 수 있는 부트스트래핑분석(재표집횟수 1,000회)을 실시하여 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값을 확인하였다.

다문화가족 아동의 문화변용스트레스가 긍정적 자기개념을 통해 학교적응에 미치는 매개효과를 부트스트래핑분석을 통해 확인한 결과, 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값(95% CI:[-.158, -.007])에 0을 포함하지 않았다. 아울러 다문화가족 아동의 문화자본이 긍정적 자기개념을 통해 학교적응에 미치는 매개효과 역시 부트스트래핑결과 95%신뢰구간의 하한값과 상한값(95% CI:[.767, 3.276])에 0을 포함하지 않아 유의미함을 확인하였다.

아울러 매개효과의 회귀계수가 통계적으로 유의미하게 나타났더라도, 그 효과 크기를 확인할 필요가 있다. 이는 매개효과가 통계적으로 유의미하더라도 매개효과의 크기가 총효과나 직접효과에 비해 미약하다면, 매개효과가 가지는 실천적인 함의가 적을 수 있기 때문이다. 이와 관련하여 가장 용이하게 매개효과의 효과크기를 확인할 수 있는 방법은 매개효과가 총효과 또는 간접효과에 대비해 차지하는 비율이다(MacKinnon, Fairchild, & Fritz, 2007).

이에 부트스트래핑분석을 통해 문화변용스트레스와 문화자본이 학교적응에 미치는 효과를 총효과, 직접효과, 매개효과로 분해해 보았다. 그 결과, 문화변용스트레스의 총효과는 -.274였고, 이 가운데 학교적응에 직접적으로 미치는 직접효과는 -.174, 긍정적 자기개념을 통해 영향을 미치는 매개효과는 -.100으로 나타났다. 따라서 문화변용스트레스가 학교적응에 미치는 효과중 매개효과가 차지하는 비중은 총효과에서 36.4%를 차지하며, 직접효과대비 비율은 .58로 나타나 긍정적 자기개념을 통한 매개효과의 비중이 일정정도 크다는 것을 알 수 있다.

아울러 다문화가족의 문화자본이 아동의 학교적응에 미치는 효과를 분해한 결과, 총효과는 .619, 직접효과는 .312, 긍정적 자기개념을 통한 매개효과는 .307로 나타났다. 이에 다문화가족의 문화자본이 긍정적 자기개념을 통해 학교적응에 영향을 미치는 매개효과가 총효과에서 차지하는 비중은 거의 절반에 가까운 49.5%로 나타났으며, 직접효과대비 비율 또한 .98로 나타났다. 이는 다문화가족의 문화자본이 학교적응에 미치는 영향 중 상당부분이 긍정적 자기개념의 강화를 통해 이루어짐을 뜻한다.

다문화가족 아동의 학교적응에 미치는 문화변용스트레스와 문화자본의 영향을 살펴본 본 연구의 결과와 함의를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 다문화가족 문화자본과 문화변용스트레스는 아동의 학교적응에 미치는 영향을 서로상쇄하는 보상적 효과가 있음을 확인할 수 있었다. 우선, 다문화가족에 대한 편견과 차별로 인해 아동이 지각하고 경험하는 스트레스는 학령기 아동의 중요한 발달산물인 학교적응에 부정적인 영향을 미치고 있었다. 이러한 결과는 다문화사회의 경험이 오래된 서구의 연구결과(Greene, Way, & Pahl, 2006; Wong, Eccles, & Sameroff, 2003)와 일치하는 것이다. 따라서 차별과 따돌림의 경험으로 인한 문화변용스트레스는 다문화가족의 아동 중 상당수가 경험할 수 밖에 없는 위험요인이라 할 수 있다.

이와 관련하여 현재 다문화가족 아동에게 ‘한국어교육’을 강조하는 다문화가족 지원책은 ‘우리’와 ‘그들’을 구별하는 편협한 시각을 반영하는 것으로(이경희, 2011), 문화변용스트레스를 가중시킬 수 있다. 그보다는 부모 양쪽의 언어와 문화를 인정하는 이중언어‧이중문화지원정책이 강화되어야 한다. 부모로부터 물려받은 문화적, 언어적 정체성을 인정하고 존중하지 않는 사회에서 성장할 경우 다문화가족 아동은 차별과 배제, 빈곤과 차별의 악순환으로부터 벗어나기 힘들 수 있기 때문이다(이경희, 2011). 따라서 문화변용스트레스의 감소를 위해서는 다문화가족 아동에게만 초점을 맞추는 개입보다는 학급과 학교체계를 표적으로 하는 개입이 필요하다. 다문화사회에서 다양성을 존중하고, 다양한 문화적 특성을 이해하고 수용할 수 있는 태도와 인식을 모든 아동들에게 심어줄 필요가 있다.

한편, 문화변용스트레스의 주된 원인이라 할 수 있는 편견, 차별, 따돌림 등을 없애기 위한 환경변화는 상대적으로 단기간에 이루어지기는 어렵다. 그렇기에 문화변용스트레스의 감소노력과 병행하여 개인 또는 가족수준에서 다문화가족 아동의 적응을 위한 개입노력이 이루어질 필요가 있다. 이와 관련하여 본 연구에서 문화자본은 문화변용스트레스의 부정적 영향을 상쇄시키고 학교적응을 높일 수 있는 긍정적 효과를 가지고 있음을 확인하였으며, 이는 문화자본이 다문화가족아동의 적응을 위한 유용한 개입지점임을 보여준다. 학령기 아동과 청소년들의 학업성적과 학교적응에 긍정적 영향을 미치고 있음을 보고한 국내외 연구결과 (DiMaggio & Mohr, 1985; Dumais, 2002; 백병부‧김경근, 2007; 장미혜, 2002)와 일치하는 것이다. 특히, 다문화가족의 어머니가 응답한 문화자본의 수준이 아동이 응답한 학교적응에 유의미한 영향을 미치고 있음을 확인한 본 연구의 결과는 빈곤가족 자녀의 학업성취에 문화자본이 긍정적 영향을 미친다고 보고한 김현숙(2011)의 연구와 함께 문화자본이 취약계층 및 소수집단 아동의 학교생활에 긍정적 역할을 해낼 수 있음을 보여준다.

둘째, 다문화가족의 문화자본은 아동의 학교적응에 대해 직접적인 보상적 효과와 함께 긍정적 자기개념을 통한 매개효과를 가지고 있었다. 이에 다문화가족 아동의 긍정적인 발달을 위해 다문화가족에 대한 문화자본의 형성과 축적을 촉진시킬 수 있는 적극적인 개입과 서비스제공이 필요하다. 현재 다문화가족 아동을 위한 개입은 다양한 정부부처와 기관들이 수행하고 있지만, 학령기 아동을 둔 다문화가족에 대한 서비스제공은 활발하게 이루어지지 않고 있다. 다문화가족을 담당하는 여성가족부의 주요정책 및 서비스는 주로 결혼이주한 여성의 정착지원에 초점을 두거나, 학령전기 아동의 언어발달지원에 중심을 두고 있기 때문이다(김미숙 외, 2011). 또한 교육과학기술부의 다문화가족 아동지원정책 또한 학교내에서의 상담과 지원에 초점을 둘 뿐, 다문화가족의 부모를 대상으로 한 개입에는 한계가 있다.

이에 학령기 아동을 둔 다문화가족의 어머니가 아동의 학교생활에 관여하고 지원하는 활동을 수행할 수 있도록 도움을 제공할 필요가 있다. 학교문화와 조직의 특성에 대한 정보를 제공하고, 교사와의 원활한 상호작용을 가능하게 하는 관계형성을 지원해주는 개입이 적극적으로 이루어질 필요가 있다. 이와 함께 다문화가족 아동에 대해 주요한 학습공간과 매체 구비, 다양한 체험활동과 문화활동 지원, 학교내에서 인정되고 승인받을 수 있는 공식적 활동의 참여를 적극적으로 지원하는 서비스가 제공될 필요가 있다. 이를 위해 다문화가족 아동이 많이 재학하고 있는 학교에 대해서 가족과의 연계활동을 중점적으로 관리하고, 지원하는 전문가의 배치가 적극적으로 고려될 필요가 있다.

셋째, 문화자본의 축적 및 형성을 위한 개입과 함께 아동의 학교적응에 근거리에서 강력한 영향을 미치고 있는 긍정적 자기개념의 강화에 초점을 맞출 필요가 있다. 본 연구의 결과에서 문화변용스트레스의 부정적 영향으로부터 취약해진 긍정적 자기개념이 다문화가족 아동의 학교적응을 떨어뜨리고 있음을 확인하였다. 하지만 다문화가족의 문화자본이 긍정적 자기개념을 통해 학교적응을 도와주는 매개경로 역시 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 다문화가족 아동의 학교적응을 도와줄 수 있는 유용한 개입지점으로 문화자본의 강화와 함께 아동의 학교적응에 대해 강력한 영향을 미치는 근접매개변인인 긍정적 자기개념이 유용할 수 있음을 보여준다. 이는 빈곤계층과 다문화가족 등 가족과 부모로부터의 지원이 상대적으로 열악한 아동들에게 자아존중감과 자기효능감 등 긍정적 자기개념이 학업성취와 학교생활에 중요한 역할을 수행할 수 있음을 보고한 선행연구와 일치하는 결과이다(이봉주‧김광혁, 2009; 김아영‧김수인, 2011). 특히, 긍정적 자기개념은 문화자본의 총효과 중 절반에 가까운 비중의 매개효과를 갖는 것으로 나타났다는 점에 주목할 필요가 있다. 이에 학교현장에서 다문화가족 아동이 긍정적 자기개념을 형성할 수 있도록 특화된 프로그램이 개발‧제공될 필요가 있다. 다문화가족들이 자신이 속한 문화적 자산과 특성을 자연스럽게 친구들에게 노출시킬 수 있는 행사를 개최하고, 다문화가족이라는 배경이 강점으로 작용할 수 있는 특별활동프로그램 등을 실시하여 또래친구의 지지와 수용을 강화시켜줄 필요가 있다. 아울러 지역사회의 자원을 활용하여 다문화가족 아동에게 긍정적 역할모델을 제공해줄 수 있는 성인과 연결시켜주는 멘토링프로그램을 제공할 필요가 있다.

마지막으로 본 연구가 가지고 있는 한계와 향후 연구과제를 제시하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 다문화가족 아동이 경험하는 문화변용스트레스는 고려하였지만, 이들 가족이 경험하는 문화변용의 유형에 대해서는 살펴보지 못하였다. 문화변용유형을 동화, 분리, 통합, 한계화 등으로 제시한 선행연구(Berry, 1980, 1999)의 경우 각 유형별로 차별적인 적응수준이 일어날 수 있음을 지적하고 있다. 이에 향후 연구에서는 다문화가족의 어머니와 아동이 경험하는 문화변용의 유형을 확인하고, 이것이 아동의 적응에 미치는 영향을 확인해볼 필요가 있다. 둘째, 다문화가족 아동의 학교적응에 미치는 문화자본의 영향을 일반아동과 비교하여 분석할 필요가 있다. 선행연구에 따르면, 다문화가족아동이 일반아동에 비해 심리사회적 부적응이 높다는 연구(박주희‧남지숙, 2010)도 있지만, 다문화가족아동의 심리사회적 적응상태가 전반적으로 양호하거나(노충래‧홍진주, 2006), 일반아동보다 자아존중감이 높다고 보고하는 연구(전경숙 외, 2008)도 있기 때문이다. 따라서 일반아동과의 비교분석을 통해 문화자본이 학교적응에 미치는 영향이 차별적 또는 동질적인지를 확인해볼 필요가 있다. 셋째, 아동의 학교적응에 긍정적 영향을 미치는 문화자본의 형성‧축적과 관련하여 다문화가족의 세부적인 특성을 살펴볼 필요가 있다. 본 연구에서는 아동의 문화변용스트레스는 어머니가 응답한 문화자본과는 뚜렷한 상관이 없는 것으로 나타났지만, 어머니의 문화변용스트레스가 문화자본의 형성과 어떠한 관계를 가지는지 살펴볼 필요가 있다. 이를 통해 확인된 다문화가족의 특성은 문화자본의 형성‧축적을 위한 프로그램의 개발에 중요한 정보를 제공할 수 있기 때문이다.