읽기이해는 학령기뿐만 아니라 생애 전반에 걸쳐 점진적으로 발달이 이루어지는 가장 중요하고 근본적인 읽기기술이며 읽기교육의 최종 목적지이다. 읽은 내용을 이해하는 능력은 학업성취도 평가에 포함되는 국어, 수학, 사회, 심지어 외국어 등의 거의 모든 과목에서 필요한 핵심 기술이고, 일상생활을 영위하거나 직업상 여러 업무를 수행하는 데에도 바탕이 되는 능력이다. 때문에 읽기이해능력이 부진하다는 것은 학업만이 아니라 생활과 직업이라는 삶의 가장 기본적인 영역에서부터 어려움을 경험할 수 있음을 의미한다. 2001년 발의된 ‘아동낙오방지법(No Child Left Behind Act of 2001, NCLBA)’으로 인해 미국 교육현장에서는 학생들의 읽기영역에 대한 상세한 진단정보를 제공하는 것이 필수적인 과정으로 대두되었다. 게다가 학령기 아동의 상당수(약 10% 정도; Yuill & Oakhill, 1991)가 읽기이해문제로 인해 꾸준히 이해부진으로 분류되고 있다는 연구보고들(Cain, 2016; Cain & Oakhill, 2006)은 읽기영역 중에서도 읽기이해력의 성취도를 정확히 평가하고 읽기이해에 영향을 미치는 다양한 변인들을 파악하는 과제의 중요성을 함의하고 있다. 이러한 필요성에 기초해 진행된 선행연구들은 음운인식(Deacon, 2012; Walker & Hauerwas, 2006), 단어읽기(Catts, Hogan, & Adolf, 2005), 어휘지식(Muter, Hulme, Snowling, & Stevenson, 2004), 형태인식(Carlisle, 2000; Tong, Deacon, Kirby, Cain, & Parrila, 2011) 혹은 구문인식(Brimo, Apel, & Foutain, 2017), 추론능력(Oakhill & Cain, 2007)과 같은 변인들이 읽기이해에 강한 예측력을 지닌다고 설명하였다. 국내에서도 최근까지 읽기이해를 예측하는 다양한 변인들을 탐색하거나(Cho & Koh, 2015; Jeong, 2009; Kim, Yoo, Hwang, Kim, & Koh, 2010; Yoon, 2016), 읽기이해에 어려움을 보이는 학생들의 특성을 파악하는 데(Hwang & Choi, 2011; Shin & Kwon, 2004) 초점을 맞추어 연구가 진행되었다. 이들 연구에서 사용한 읽기이해검사들은 빈칸 채우기 과제(cloze task) (Nation & Snowling, 1997), 진위 판별 과제(true/false sentence recognition, yes/no question)(Royer, 1990; Spooner, Baddeley, & Gathercole, 2004), 선다 과제(multiple choice)(Nippold & Taylor, 1995), 문답 과제(open-ended question)(Cain, Oakhill, & Elbro, 2003)와 같이 그 형식(format)이 다양하였다. 그럼에도 읽기이해에 관한 선행연구들은 모두 여러 형식으로 구성된 읽기이해검사들이 ‘읽기자료에 대한 이해력’이라는 동일한 특성을 반영하며, 검사형식이 다를지라도 읽기이해검사들은 모두 관련 변인들과 유사한 상관을 지닐 것이라는 가정에 기초하여 진행되었다. 그러나 이러한 가정은 과연 타당한가?
Cain과 Oakhill (2006)은 읽기이해는 언어와 인지기술에 기초하며, 다양한 변인들이 관여하는 고도의 기술이기 때문에 연구자들은 읽기이해검사에 포함된 ‘이면의 과정(hidden processing)’과 검사의 속성이 읽기이해검사의 민감도(sensitivity)에 영향을 미칠 수 있음을 인지하여야 한다고 설명하였다. Francis 등(2006)은 텍스트를 읽고 질문에 대답하는 문답 과제 형식과 한두 문장이나 짧은 문단을 읽고 빈칸을 채우는 빈칸 채우기 과제 형식으로 구성된 두 개의 읽기이해검사가 각각 음운인식, 해독(이후 단어읽기), 수용어휘, 담화, 그리고 문장기억 및 듣기이해와 같은 언어능력과 같은 잠재변인들을 동일하게 반영(tap)하는지 검증하는 연구를 실시하였다. 그 결과 두 읽기이해검사 모두 문자 수준의 단어읽기 기술보다는 언어와 관련된 영역에서 서로 관련을 보였으나, 빈칸 채우기 과제 형식의 검사는 단어읽기 기술과, 문답 과제 형식의 검사는 구어 및 담화기술과 더 높은 상관을 보이는 것으로 나타났다. 세 개의 읽기이해검사와 예측 변인을 분석한 Cutting과 Scarborough (2006)와 네 개의 읽기이해검사를 분석한 Keenan, Betjemann과 Olson (2008)도 검사의 형식에 따라 반영하거나 예측하는 변인에 차이가 있음에 동의하였다. Cutting과 Scarborough (2006)의 연구에서는 읽기이해검사들이 모두 어휘지식과 문장처리 기술을 어느 정도 공통적으로 반영하였으나 그 예측력에 다소 차이가 있었고, 특히 단어읽기 기술의 예측력은 선다형식의 검사와 문답 형식의 읽기이해검사에 따라 두 배까지 유의한 차이를 보인 것으로 나타났다. 이로써 연구자들은 특정 읽기이해검사 형식은 다른 읽기이해검사에 비해 기초적인 기술(bottom-up skills)을 더 반영하는 듯 하며, 어휘지식이나 문장처리 기술에 대한 요구도 검사마다 다르다고 논의하였다. 이러한 패턴은 다른 선행연구(Keenan et al., 2008; Nation & Snowling, 1997; Spear-Swerling, 2004)에서도 유사하게 나타났다. Keenan 등 (2008)은 빈칸 채우기 형식과 선다형식의 읽기이해검사는 단문을 사용하기 때문에 단어읽기와 같은 해독 기술이 읽기이해능력을 더 예측할 가능성이 있다고 설명하였다. 이 연구자들이 사용한 네 개의 읽기이해검사 중 설명문이나 이야기글과 같은 긴 텍스트를 제시하는 문답 과제 형식의 검사들은 상대적으로 듣기이해와 같은 변인과 더 높은 관련을 보였는데, 이 결과는 해당 검사 형식이 아동에게 문맥상 단서를 더 많이 제공하기 때문에 독자가 지닌 언어능력을 더 반영하고 단어읽기 기술이라는 개인적 특성의 영향은 다소 적을 수 있다는 설명을 가능케 한다.
연구자들은 단어읽기와 같은 해독 기술이나 음운지식이 읽기를 시작하는 학령기 초기에 읽기이해와 더 높은 상관을 보인다는 데에 동의한다(Deacon, 2012; Nagy, Berninger, & Abbott, 2006). 그러나 읽기이해 기술이 유의하게 부진하나 해독하는 데에는 어려움이 없는 아동의 경우에는 단어를 읽는 기술이 더 반영된 읽기이해 과제에서 높은 점수를 얻을 가능성을 배제할 수 없으며, 반대로 어휘지식이나 듣기이해와 같은 언어 기술이 더 반영된 읽기이해 과제를 사용하는 경우에는 음운, 형태 및 구문지식이 부족한 아동을 적절히 선별해내지 못할 수도 있을 것이다.
국내에서도 학교와 임상현장의 실제적인 요구에 부합하고자 다양한 읽기검사 도구들의 표준화와 개발이 진행되고 있으나, 읽기이해검사의 형식에 대한 고려와 연구는 부족한 실정이다. 본 연구는 이러한 선행연구의 논의에 기초하여 국내에서 읽기이해평가에 자주 사용되는 국립특수교육원 읽기 기초학력검사 개정판(KNISE-BAAT; Park, Kim, Song, Jung, & Jung, 2008)의 하위검사인 짧은글 이해검사와 한국어 읽기검사(KOLRA; Pae, Kim, Yoon, & Jang, 2015)의 하위검사인 읽기이해검사를 사용하여 다음과 같은 연구문제를 탐색하고자 하였다. 먼저, (1) 측정된 읽기이해가 비언어 지능, 음운기억, 음운인식, 형태인식, 어휘력, 그리고 단어읽기와 같은 다양한 관련 변인과 어떠한 관련성을 보이는지 분석하고, (2) 읽기이해검사 형식에 따라 읽기이해를 설명하는 변인들에 차이가 있는지를 살펴봄으로써 두 검사가 서로 다른 읽기이해의 속성을 반영하는지 알아보고자 하였다. 해당 검사도구는 각각 문답 과제 형식과 빈칸 채우기 과제 형식으로 서로 다르게 구성되어 있어, 읽기이해를 설명하는 관련 변인의 차이를 조사하고자 하는 연구의 목적에 적합하다고 판단되었다.
연구 방법
연구 대상
Chall (1983)은 1, 2학년이 초보 독자의 시기인데 비해, 3, 4학년은 읽기단계이론에 근거할 때 ‘학습을 위한 읽기’단계로서 좀 더 복잡한 텍스트를 이해하는 향상된 능력을 보이는 시기에 해당한다고 설명한 바 있다. 따라서 읽기이해검사에 초점을 맞춘 본 연구는 해당 학년을 대상으로 진행한 선행연구(Francis et al., 2006)를 참고로 하여 광주광역시에 소재하는 3개 초등학교 3학년과 4학년에 재학 중인 일반아동을 대상으로 진행하였다. 연구대상 아동은 (1) 학부모 및 교사로부터 특수교육서비스를 받고 있지 않으며, 감각적, 정서적, 청각적 및 신경학적 문제가 없다고 보고된 아동으로, (2) 인지적으로 심하게 지체된 대상군(표준편차 –2 이하)을 배제하기 위해(Tambyraja, Schmitt, Farquharson, & Justice, 2015) 한국 비언어지능검사 2판(K-CTONI-2; Park, 2014)을 실시하여 지적장애에 해당하는 아동(70 이하)은 분석대상에서 제외하였다. 그 결과 최초에 검사를 실시한 169명의 아동 중 모든 검사를 완료하지 못하였거나 위의 기준에 해당하는 것으로 판단된 42명의 아동을 제외한 127명의 아동이 최종적으로 분석대상에 선정되었다. 학년별 남녀 학생 수, 연령 및 기타 요인에 관한 기술통계 결과는 Table 1에 제시하였다.
Table 1.
Participants' characteristics
| Grade 3 (N = 62) | Grade 4 (N = 65) | Total (N = 127) | |
|---|---|---|---|
| Gender (male:female) | 32:30 | 35:30 | 67:60 |
| Age (mo) | 111.4 (103–120) | 122.8 (115–132) | 117.3 |
| Nonverbal IQa | 104.8 (81–146) | 101.9 (80–132) | 103.4 |
a C-TONI-2 = Korean version of Comprehensive Test of Nonverbal Intelligence 2nd edition (Park, 2014).
검사 도구
본 연구에서는 두 가지 형식의 읽기이해검사와 함께 읽기이해 관련 변인으로 어휘력, 음운기억, 음운인식, 형태인식, 단어읽기 능력을 평가하는 검사를 실시하였으며 분석 시에는 비언어지능을 관련 변인에 포함하였다. 이는 읽기이해 관련변인에 관한 메타분석 결과 전 학년에 걸쳐 높은 상관관계 효과크기를 보인 변인으로 단어읽기, 어휘지식, 음운인식, 형태인식 등을 제시한 Cho와 Koh (2015)의 연구를 참고한 것이다.
읽기이해검사는 국립특수교육원 읽기 기초학력검사 개정판(KNISE-BAAT; Park et al., 2008)의 하위검사인 짧은글 이해검사와 한국어 읽기검사(KOLRA; Pae et al., 2015)의 하위검사인 읽기이해검사를 사용하였다. KNISE-BAAT의 짧은글 이해검사는 길이와 내용이 다양한 글을 읽고 주요 사실, 느낌 및 의견, 비유나 표현, 주제, 유추 및 비판과 관련된 질문에 직접 대답하는 문답 과제 형식으로(open-ended question format) 총 30문항으로 구성되어 있다. KNISE-BAAT가 제시하는 짧은글은 4문장에서 12문장으로 구성되며, ‘지은이의 감정을 말해 보세요,’ ‘이 글의 중심 내용을 말해 보세요’와 같은 질문을 제시한다. KOLRA의 읽기이해검사는 총 24개 문항으로, 문장 및 짧은 문단 글을 읽고 빈칸을 적절한 어휘나 문법형태소로 채우는 빈칸 채우기 과제 형식(cloze task format)이다. KOLRA 의 읽기이해검사는 1문장에서 6문장으로 구성되며, ‘어머니의 생신이어서 맛있는 케이크를 먹() 예정이야,’ ‘나는 시무룩해져 ()이 죽은 채 집으로 돌아갔다’와 같은 형식이다.
검사대상 아동의 어휘력은 수용 ·표현어휘력검사(REVT; Kim, Hong, Kim, Jang, & Lee, 2009)의 수용어휘력검사를 사용하여 측정하였다. 본 검사에서 사용한 음운기억과 단어읽기 능력은 KOLRA 에 포함된 하위검사를 사용하였다. 음운기억검사는 총 70문항의 두 음절(예: 탕준)에서 다섯 음절(예: 심방모내빈)로 구성된 무의미음절을 듣고 따라 하는 방식이며, 단어읽기검사는 총 80문항의 의미단어와 무의미단어를 하나씩 읽는 해독검사이다. 단어읽기검사에는 자소-음소 일치형 단어(예: 소설, 고드)와 불일치형 단어(예: 작전, 긷하)가 고르게 포함되어 있다.
음운인식검사는 Chung (2015)이 간편아동언어처리능력평가(LAPST-C; Kim, in press)에 포함된 음운변별과 음운탈락 과제, KOLRA에 포함된 음운합성 과제를 참고로 수정하여 사용한 검사를 적용하였다. 해당 검사는 음운변별 과제 12문항, 음운생략 과제 16문항, 음운합성 과제 8문항으로 총 36문항으로 구성되었으며, 보고된 내적일관성 신뢰도는 .803이었다.
형태인식능력은 의미어근이 포함된 파생어(예: 팔다-팔기)와 무의미어근이 포함된 파생어(예: 뚜다-뚜개)를 각각 20문항씩 검사하는 총 40문항의 파생어형태인식검사(Chung, 2016)를 사용하여 평가하였다. 파생어는 다른 단어형식에 비해 생산성과 확장가능성이 높기 때문에 형태인식에 대한 선행연구들은 많은 경우 파생어에 초점을 맞추어 진행되었으므로(Casalis, Deacon, & Pacton, 2011; Tong, Deacon, & Cain, 2014; Wolter, Wood, & D’ zatko, 2009), 본 연구에서도 파생어형태인식검사를 사용하여 연구대상자의 형태인식능력을 평가하는 것이 타당하다고 판단하였다. 해당 검사의 내적일관성 신뢰도는 .904였다.
검사 절차 및 통계 처리
본 연구는 각 초등학교에서 제공한 영어교실, 도서관, 과학실 등의 분리되고 조용한 장소에서 개별적으로 진행하였으며, 순서효과를 배제하기 위하여 검사의 순서는 고정하지 않았다. 모든 검사는 연구자와 함께 검사 실시 및 해석에 관하여 충분한 교육을 받은 연구보조원들이 진행하였다. 연구보조원들은 언어치료학과 대학원 석사 및 박사과정 재학생들로 수 차례에 걸쳐 짝을 바꾸어가며 검사도구의 실시방법을 연습하였다. 또한 검사의 신뢰도와 일관성을 높이기 위하여 연구보조원 한 명당 한 가지 검사를 지속적으로 실시하도록 배치하였으며, 전체 검사시간은 아동당 평균 한 시간 반에서 두 시간 정도 소요되었다.
본 연구에서는 변인 간 상관관계를 분석하기 위하여 피어슨 적률상관계수분석을 실시하였다. 그리고 두 검사형식으로 측정된 읽기이해점수를 예측하는 변인을 탐색하기 위하여 비언어지능, 음운기억, 음운인식, 형태인식, 어휘력, 단어읽기를 독립변인으로, 읽기이해를 종속변인으로 설정한 단계적 다중회귀분석(stepwise multiple regression)을 실시하였다. 또한 다중공선성의 문제를 확인하기 위하여 변인 간의 분산팽창계수(variance inflation factor, VIF)를, 회귀모형의 안정성을 확인하기 위하여 Durbin-Watson 값을 함께 분석하였다. VIF는 1에 근접할 때 다중공선성이 없는 것으로 판단되며, 10 이상인 경우에는 다중공선성이 있는 것으로 간주되어 회귀계수의 불안정성을 의미하게 된다. Durbin-Watson 값은 2에 근접할수록 잔차 간의 상관관계가 없어 회귀모형이 적합한 것으로 설명된다. 통계처리에는 IBM SPSS ver. 23 (IBM, Armonk, NY, USA) 프로그램을 사용하였다.
연구 결과
본 연구에서 수집한 자료를 바탕으로 실시한 읽기이해점수와 관련 변인 점수에 관한 기술통계와 피어슨 적률 상관계수 분석결과를 Tables 2와 3에 제시하였다. 두 검사형식에 따른 읽기이해점수와 관련 변인 점수의 평균, 표준편차, 점수의 범위, 평균 왜도와 첨도를 제시하여 해당 표본이 정규분포를 따르는 지 살펴본 결과, 왜도와 첨도가 모두 −2에서 +2사이에 해당하여 변인들이 모두 정규분포를 보임을 알 수 있었다(Table 2). 상관관계 분석 결과에서는 상관계수가 강하지는 않으나 읽기이해검사 형식에 따라 서로 다른 변인들과 유의한 관계를 보이는 것으로 나타났다. 즉, 두 읽기이해검사 모두 어휘력, 음운인식, 형태인식과 단어읽기 점수와 유의한 정적 상관(.25<γ < .47)을 보였으나, 빈칸 채우기 과제 형식의 검사 점수만이 비언어지능 및 음운기억과도 정적 상관이 있는 것으로 나타나 읽기 이해검사의 형식에 따라 다른 변인의 속성을 반영할 수 있음을 시사하였다.
Table 2.
Descriptive statistics of scores on reading comprehension and other variables (N = 127)
Table 3.
Correlations among scores on reading comprehension and other variables
| Variable |
Open-ended question format |
Cloze task format |
Nonverbal IQ |
Phonological memory |
Phonological awareness |
Word reading |
Morphological awareness |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Reading comprehension Open-ended question format Cloze task format | .414** | ||||||
| Nonverbal IQ | .129 | .283** | − | ||||
| Phonological memory | .167 | .329** | .072 | − | |||
| Phonological awareness | .418** | .431** | .243** | .197** | − | ||
| Word reading | .246** | .390** | .213** | .309** | .397** | − | |
| Morphological awareness | .391** | .348** | .174 | .228** | .375** | .232** | − |
| Vocabulary | .472** | .445** | .144 | .163 | .404** | .338** | .437** |
읽기이해검사 형식에 따라 이를 가장 잘 예측하는 변인이 무엇인지 알아보기 위해 비언어지능, 음운기억, 어휘력, 음운인식, 형태인식, 단어읽기를 독립변인으로 설정하고, 문답 과제 형식과 빈칸 채우기 형식의 읽기이해검사를 각각 종속변인으로 설정한 단계적 다중회귀분석을 실시하였다. 회귀모형의 VIF는 두 읽기이해검사 형식에 따른 분석결과 모두 각 단계에서 1에 근접하여(1.00–1.35) 회귀분석의 오류가 발생할 가능성을 의미하는 다중공선성이 없는 것으로 나타났다. 회귀모형의 적합성을 나타내는 Durbin-Watson값 또한 1.59와 1.85로 나타나 잔차 간의 상관관계가 없어 모형이 적합한 것으로 판단되었다. 문답 과제 형식과 빈칸 채우기 형식의 읽기이해검사에 따른 단계적 회귀분석 결과는 Tables 4와 5에 각각 제시하였다. 먼저, 문답 과제 형식으로 측정된 읽기이해를 가장 유의 하게 예측하는 변인은 어휘력으로 22%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다(F(1,125) = 35.83, p < .001). 그 다음 음운인식, 형태인식이 각각 7%와 2%의 순서로 유의하게 읽기이해를 설명하는 변인인 것으로 나타나, 문답 과제 읽기이해검사 형식의 경우 세 변인이 읽기이해를 31% 유의하게 설명하는 것으로 분석되었다. 빈칸 채우기 형식의 읽기이해는 문답 과제 형식과 마찬가지로 어휘력이 가장 많은 설명력을 보이는 변인인 것으로 분석되었다(20%, F(1,125) = 30.82, p < .001). 다음으로 유의한 예측변인 또한 음운인식인 것으로 나타나(7%), 두 검사 형식으로 측정된 읽기이해를 예측하는 주된 변인이 모두 동일하게 어휘력과 음운인식인 것으로 분석되었다. 흥미롭게도 문답 과제 형식과는 달리 빈칸 채우기 형식의 경우 부가적으로 유의한 설명력을 지닌 변인이 음운기억(5%)과 비언어성 지능(3%)으로 나타났으며, 문답 과제 형식에서 읽기이해에 설명력을 지녔던 형태인식은 유의한 예측 변인으로 나타나지 않았다. 빈칸 채우기 읽기 이해검사 형식의 경우에는 네 변인이 읽기이해를 35% 유의하게 설명하는 것으로 분석되었다.
Table 4.
Stepwise multiple regression model predicting scores on reading comprehension using open-ended question format (N = 127)
| Variable | β | SE B | Standardized β | F | R2 | Adj. R2 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Step 1 | 35.830*** | .223 | .217 | |||
| Vocabulary | .148 | .025 | .472*** | |||
| Step 2 | 24.654*** | .285 | .273 | |||
| Vocabulary | .113 | .026 | .362*** | |||
| Phonological awareness | .452 | .138 | .272** | |||
| Step 3 | 18.169*** | .307 | .290 | |||
| Vocabulary | .095 | .027 | .304** | |||
| Phonological awareness | .384 | .141 | .231** | |||
| Morphological awareness | .195 | .098 | .172* |
Table 5.
Stepwise multiple regression model predicting scores on reading comprehension using cloze task format (N = 127)
| Variable | β | SE B | Standardized β | F | R2 | Adj. R2 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Step 1 | 30.814*** | .198 | .191 | |||
| Vocabulary | .085 | .015 | .445*** | |||
| Step 2 | 23.308*** | .273 | .261 | |||
| Vocabulary | .062 | .016 | .323*** | |||
| Phonological awareness | .306 | .085 | .300*** | |||
| Step 3 | 19.520*** | .323 | .306 | |||
| Vocabulary | .058 | .016 | .301*** | |||
| Phonological awareness | .269 | .083 | .265** | |||
| Phonological memory | .165 | .055 | .228** | |||
| Step 4 | 16.389*** | .350 | .328 | |||
| Vocabulary | .056 | .015 | .292*** | |||
| Phonological awareness | .232 | .084 | .228** | |||
| Phonological memory | .163 | .054 | .224** | |||
| Nonverbal IQ. | .043 | .019 | .170* |
논의 및 결론
본 연구에서는 초등학교 3–4학년 집단을 대상으로 두 가지 서로 다른 형식의 읽기이해검사로 측정된 읽기이해가 비언어지능, 음운기억, 음운인식, 형태인식, 어휘력, 단어읽기와 같은 선행연구에서 제시한 변인들과 어떠한 관련성을 보이며, 읽기이해검사 형식에 따라 변인들의 설명력에 차이가 있는지 살펴보고자 하였다.
읽기이해에 영향을 미치는 관련 변인이나 영향력은 연구에 따라 다르지만, Cho와 Koh (2015)가 실시한 메타분석결과에 의하면 형태인식, 어휘지식, 음운인식, 단어읽기, 추론능력 등이 .5 이상의 가장 높은 상관관계 효과크기를 지녔으며, 그 외 읽기유창성과 문장구성력 등의 기타 요인들은 학년에 따라 다른 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 본 연구에서 실시한 상관관계분석의 결과에서도 읽기이해검사의 형식에 따라 다소간 차이는 보이지만, 어휘력, 음운인식이 가장 높은 관련성을 보였으며, 그 외 형태인식, 단어읽기가 두 검사형식 모두에서 유의한 상관을 보이는 것으로 나타났다. 흥미로운 결과는 빈칸 채우기 검사로 측정된 읽기이해력은 음운기억과 비언어지능의 상관도 함께 보였다는 점이다. 이는 평가의 형식과 내용이 다른 읽기이해검사에 의해 측정된 읽기이해능력이 서로 다른 관련 변인을 반영하므로, 두 ‘읽기이해’ 능력의 속성은 다를 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 비록 관련 변인의 양상에는 차이가 있지만, 읽기이해검사에 따라 서로 다른 변인을 반영한다는 점에서 Cutting과 Scarborough (2006), Francis 등(2006), Keenan 등(2008)의 연구들과 그 맥을 같이한다.
회귀분석에 따른 예측변인의 분석결과, 문답 과제 형식과 빈칸 채우기 형식의 읽기이해검사로 측정된 능력은 모두 어휘력의 영향을 가장 크게(22%, 20%) 받는 것으로 나타났다. 어휘지식이 읽기이해를 가장 잘 예측하는 변인임은 선행연구들이 일관되게 지지하는 부분이며(Cain & Oakhill, 2008; Muter et al., 2004; Nippold, 2007), 기존의 어휘지식을 바탕으로 문맥을 추론하고 이 과정에서 새로운 어휘를 습득하는 상호적인 읽기과정을 통해 읽기이해가 발달하는 것이 분명하므로 논란의 여지가 없다. 또한 본 연구에서는 음운인식이 두 읽기이해검사 모두에서 예측력(7%)을 지닌 것으로 나타났다. 음운인식을 다룬 선행연구들은 대부분 저학년 시기에 측정된 단어읽기와의 상관관계를 밝히고 있으나(Parrila, Kirby, & McQuarrie, 2004), 읽기이해와의 관련성에 대하여는 서로 일치하는 결과를 보이지 않았다. Parrila 등(2004)은 음운인식의 예측력이 학년이 높아짐에 따라 줄어들긴 하지만 다소간 나타난다고 하였으며, de Jong과 van der Leij (2002) 또한 음운인식이 읽기이해에 적지만 의미 있는 정도의 설명력(2.7%)을 보인다고 보고하기도 하였다. 이에 대하여 Cain과 Oakhill (2008)은 ‘음운인식 과제가 작업기억력 검사가 지닌 동시처리와 저장요구라는 특성을 포함하고 있기 때문(p. 10)’이라고 설명하면서, 단어나 문장을 기억하고 분석해야 하는 인지처리적 속성이 읽기이해검사의 속성과 부분적으로 일치하기 때문일 수 있다고 분석하였다. 그러나 이러한 설명은 작업기억이나 인지적 처리과정에 기초한 읽기이해에 관한 연구에 의해 보완되어야 할 것이다. 또한 음운기술이 읽기이해에 일정량의 예측력을 지닌다 하더라고 이것이 직접적인 예측변인인지 혹은 읽기유창성이나 단어읽기에 의해 매개되는 변인인지 후속 연구과정에서 밝혀져야 할 것이다.
본 연구에서 분석된 흥미로운 결과는 형태인식이 추가적인 설명력을 지닌 문답 과제 형식의 읽기이해검사 점수에 비해, 빈칸 채우기 형식의 읽기이해검사 점수는 음운기억과 비언어지능이 설명력을 지닌 것으로 나타난 점이다. 형태인식은 어휘력의 증가에 유의하게 관련된 변인으로(Kieffer & Lesaux, 2012; Sparks & Deacon, 2015), 어휘력을 매개로 읽기이해에 영향을 미칠 수 있다고 설명되기도 한다(Apel, Brimo, Diehm, & Apela, 2013; Gibson & Wolter, 2015). 회귀분석 결과 형태인식이 짧은 문장이나 문단 글을 읽고 빈칸을 적절한 어휘나 문법형태소로 채우는 빈칸 채우기 과제 형식으로 측정된 읽기이해를 예측하지 않고, 오히려 긴 텍스트를 읽고 주요 사실이나, 주제, 유추 및 추론과 관련된 질문에 직접 대답하는 문답 과제 형식으로 측정된 읽기이해를 예측하는 변인의 하나로 나타난 점은 비록 그 설명력이 다소 낮더라도(2%) 고찰해 보아야 할 부분이다. 아마도 본 연구에서 사용한 형태인식과제가 파생어를 유추하여 표현하도록 유도하는 유추과제를 사용하였으며, 이러한 과제의 속성이 문답과제의 유추적인 특성과 일관된 부분이 있기 때문이라 예상할 수 있다. 반면, 빈칸 채우기 형식의 읽기이해검사의 경우 음운기억과 비언어지능이 각각 5%와 3%의 설명력을 지닌 분석결과는 해당 형식이 단어읽기 기술과 높은 상관을 보인다고 보고한 선행연구(Cutting & Scarborough, 2006)와는 다르게 나타난 결과이다. 그러나 해당 과제가 주제나 사실을 유추하고 추론하는 과정보다는 장기기억 속에 내재된 적절한 문법형태소나 단어를 인출해야 하는 기억 처리과정의 속성을 더 많이 포함하기 때문이라는 설명도 가능하다.
단어읽기(단어재인 혹은 해독)가 읽기이해를 예측하는 주된 변인의 하나로 분석된 선행연구들과 달리 본 연구에서는 두 읽기이해검사 모두에서 설명력이 없는 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 본 연구에서 단어읽기를 정확도의 측면에서 측정하였기 때문일 수 있다. 선행연구들은 한국어와 같이 글자와 소리의 대응이 규칙적인 표층표기체계의 언어에서는 단어읽기 정확도가 상대적으로 빠르게 습득되는 것으로 설명하였다(Frith, Wimmer, & Landerl, 1998; Wimmer & Goswami, 1994). 따라서 한국어를 사용하는 아동이 연구대상인 경우 학년이 올라갈수록 단어읽기의 정확도가 이미 높아져서 읽기이해를 민감하게 설명하는 요인으로 나타나지 않을 수 있다. 표층표기체계 언어권의 연구들은 단어읽기 정확도보다는 단어를 빠르고 정확하게 읽는 읽기유창성이 읽기이해와 더 높은 관련성을 보인다고 연구된 바 있으므로(Cossu, Gugliotta, & Marshall, 1995; Yoon, 2015) 향후 읽기유창성을 변인으로 설정하여 설명력을 탐색하는 연구가 진행되어야 할 것이다.
적절한 과제를 사용하여 읽기이해능력을 평가하는 일은 임상이나 교육현장뿐 아니라 연구에서도 매우 중요한 과정이다. 해독이나 기억기술과 높은 관련성을 지닌 읽기이해검사를 사용할 경우와 유추와 추론기술을 더 반영하는 읽기이해를 사용하는 경우 그 민감도나 타당도는 상대적으로 달라질 수 밖에 없으므로, 연구나 중재를 진행할 때 연구의 목적에 맞게 검사도구의 속성을 파악하고 선택해야 할 것이다. 본 연구는 두 개의 다른 형식으로 구성된 읽기이해검사와 상관을 보이거나 예측하는 관련 변인의 차이를 살펴보고자 하였으며, 공통된 변인뿐 아니라 서로 다른 변인으로 예측이 됨을 발견하였다. 이는 두 검사가 반영하는 속성이나 포함된 ‘이면의 과정(hidden processing)’(Cain & Oakhill, 2006)이 서로 다를 수 있음을 시사하는 것이라고 할 수 있으며, 이러한 점은 향후 읽기이해검사를 적용하는 연구에서 유용하게 적용될 수 있을 것이다. 그러나 각 과제유형별로 하나의 검사도구만을 살펴본 만큼 나타난 결과가 과제유형이 아닌 개별 검사도구가 지닌 특성의 영향일 수도 있으므로, 향후 여러 읽기이해검사를 비교한 Cutting과 Scarborough (2006), Keenan 등(2008)의 연구와 같이 동일한 검사형식을 사용한 읽기이해검사를 함께 살펴볼 필요가 있다.
본 연구는 일반아동을 대상으로 진행하였으므로, 본 연구의 결과를 바탕으로 향후 진행되는 연구들은 읽기부진이나 낮은 읽기기술을 지닌 아동을 대상으로 읽기이해검사의 형식에 따라 일반아동집단과 어떤 차이를 보이는 지 분석하여 읽기이해검사의 특성이 대상자에 따라 달라질 수 있음을 밝혀내는 데에 정보를 제공할 필요가 있다. 또한 본 연구에서는 읽기이해와 관련된 선행연구들에서 유의한 것으로 나타난 단어읽기, 음운관련 변인인 음운인식과 음운기억, 언어관련 변인인 어휘력과 형태인식만을 관련 변인으로 설정하여 분석을 실시하였기 때문에 다양한 변인들을 폭넓게 다루지 못하였다. 그러나 향후 본 연구에서 사용한 변인에 더하여 표현어휘 력, 추론능력, 듣기이해력, 담화능력을 함께 분석한다면 예측변인을 좀 더 정확히 파악하는 데 유용한 자료를 제공할 수 있을 것이다.
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