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Korean J Child Stud > Volume 39(2); 2018 > Article
학령 후기 아동용 학교적응 척도의 개발 및 타당화

Abstract

Objective

This study was conducted in order to develop and validate a school adjustment scale for school-aged children.

Methods

Data were collected from a sample of 4th, 5th and 6th grade students in five elementary schools located in Seoul. A total of 1,055 children were administered a school adjustment scale with 97 items. After a series of analyses, 30 items were retained. The validity of these items was verified by 1,082 children. Data were analyzed by means of exploratory factor analysis, confirmatory factor analysis, and correlation analysis.

Results

The results of factor analysis identified four factors Academic Attitude/Rule Observance, Relationships with Peers, Relationships with Teachers, and School Satisfaction. Cronbach’s α ranged from .91 to .93, indicating a high level of internal consistency. Concurrent validity was established using correlations of children’s school adjustment with mothers’ parenting behaviors and children’s social competence, self-esteem, and ego resilience. Cross-validation was also verified for the four subscales.

Conclusion

Considering its reliability and validity, the scale evaluated in the current study would serve as a useful tool for assessing school adjustment in late childhood.

서론

학령기의 학교적응은 인간의 성장과 발달에 어떤 의미를 갖는가? 학교생활은 또래관계의 확장, 과업 수행 등 다양한 경험과 새로운 도전으로 아동의 사회화 과정에 매우 큰 영향력을 갖는다. 실제로 또래집단과의 원만한 관계 형성, 학급에서의 만족스러운 활동 및 학업 수행, 적절한 성취동기 지향은 학령기 아동의 발달 과제이며(Lynch & Cicchetti, 1997), 학교생활에 잘 적응하는 아동일수록 이 시기에 기대되는 발달 과제들을 성공적으로 수행할 수 있다. 특히 이 시기에는 자아개념이 발달하는데, 자아개념에는 아동의 학교에서의 성공이나 실패, 적응의 경험 등이 중요한 영향을 미치게 된다. 학교에서의 성공과 적응 및 그에 따른 긍정적 평가는 긍정적인 자아상과 연결되지만, 학교에서의 실패와 부적응 및 그에 따른 교사, 부모, 친구의 부정적 평가는 부정적 자아개념을 형성하는 데 결정적인 역할을 하게 된다(I. S. Song, 2011). 더불어 학령기의 발달과업을 적절하게 수행하지 못했을 경우, 아동은 이 시기 뿐만 아니라 청소년기 및 성인기에 이르기까지 사회구성원으로서 건강하게 기능하는 데 어려움을 겪게 된다(Erikson, 1963). 특히 현대 사회는 맞벌이 부모의 증가와 같은 이유로 방과 후나 방학 중에도 특별활동시간이 다양하게 편성되면서 아동이 학교에서 보내는 시간이 점점 더 증가하고 있는 추세로 학교의 역할과 책임이 점차 증대되고 있다. 따라서 학교생활에의 적응 여부는 아동의 발달에 점점 더 중요한 의미를 갖는다.
많은 연구자들은 학령기 아동의 발달 과제와 직접적으로 연결된 학교적응을 증진시키기 위해 수많은 연구를 지속해왔다. 학교적응을 정의하고 구성개념을 찾아 측정 가능한 척도를 개발하는 연구들(Achenbach 1991; Boo, 2009; Gresham & Elliott, 1990; Hightower, et al., 1986; Oh, 2009; H. Shin, Park, Park, & Ryu., 2006), 학교적응에 상호 영향을 미치는 변인 탐색 연구들(Cha, Doh, & Choi, 2010; Chen, Wang, & Cao, 2011; Kim & Kwak, 2011; H. Lee & Lee, 2012; Seo, 2012), 그리고 학교적응이 어려운 아동들을 대상으로 적응력을 키워주는 프로그램 개발 연구들(S. H. Park, Lee, & Lee, 2007; S. Shin, 2012) 등으로 그 주제는 다양하다. 이러한 연구들 중에서도 학교적응 여부를 가늠하는 척도 개발 연구는 아동의 정서 및 행동을 파악하고 선별하거나, 추후 유의미한 주요 변인과 관련시켜 상관 및 인과적 측면을 탐색하거나, 프로그램을 개발하고 그 효과를 검증하는 관련 연구들의 초석이 된다는 점에서 그 의미가 크다고 할 수 있다.
선행 연구들을 고찰해 보면, 기존에 개발된 국내외 학교적응 척도들은 규칙 지키기 및 학교생활태도 요인(Y. Kim & Huh, 2003; K. Lee, 2004; Roeser & Eccles, 1998; E. S. Moon, 2002), 학업 성적 등과 같은 학업수행력과 관련된 요인(Kim, 1993; Kurdek, Fine, & Sinclair, 1995; Lee, 2004; Moon, 2002; Roeser & Eccles, 1998), 또래관계와 교사와의 관계 요인(Y. Kim, 1993; K. Lee, 2004; E. S. Moon, 2002) 등을 주로 포함하고 있다. 학교적응 척도의 하위영역으로서 이러한 요인들의 주요한 의미를 살펴보면, 학업태도와 규칙준수 요인은 이미 여러 선행 연구에 포함되는 하위영역으로 학령기 아동은 학교에 대한 감정이나 태도, 동기가 긍정적일수록 대인관계가 원만하며, 학업성적이 향상되고 바람직한 행동 특성을 형성하게 된다. 학교규칙을 준수하고 특별활동이나 학급활동, 여러 학교 행사에 참여하는 것은 아동의 학교에 임하는 자세를 반영한다. 즉, 아동의 학교규칙을 준수하는 자세는 학교생활에 대한 적응상태를 나타내며(K. Lee, 2004), 학교의 여러 가지 행사에 참여하는 태도, 특히 자치활동이나 현장체험학습 등에 참여하는 정도 또한 학교생활의 적응상태를 나타내는 좋은 지표가 된다.
또래와의 긍정적 관계는 학교생활을 보다 적극적으로 참여하게 하므로 학교적응의 또 다른 주요 요인이 된다(Baker, 2006). 이 시기 발달과업 중 하나인 조망수용능력의 발달에는 성인보다 또래와의 관계가 더 중요한 역할을 하며(Jung, 2010), 또래와의 관계가 우호적이고 만족스러울수록 아동은 학교생활 전반에 긍정적인 태도를 보이는 경향이 있다(Kurdek & Sinclair, 1988; E. J. Moon & Sim, 2001; E. S. Moon, 2002). 또래로부터 높은 수준의 지지를 받고 도움을 받는 경우 아동은 학교에서 자신감을 갖게 되며, 지지적 또래관계를 통해 학교를 비롯한 외부 환경과 학교에 대해 긍정적으로 인식하는 태도를 갖게 된다(Birch & Ladd, 1997).
교사와의 긍정적 관계는 또래와의 관계만큼 학교적응의 중요한 요인으로서 그 영향력이 매우 크다(Baker, 2006). 교사는 학업을 돕기도 하지만, 아동과의 심리적 교류를 통해 아동의 학교적응을 도울 수 있으며 교사의 가치관이나 행동양식은 아동의 성장을 위해 중요한 모델이 된다. 아동은 가정에서는 동성의 부모를, 학교에서는 교사를 자기 자신과 동일시하면서 자아의 발달이나 정서 발달의 측면에서 미숙함을 보완하고 보다 더 성장하게 된다(H. Kang & Cho, 2010). 즉, 교사가 아동에게 올바른 기대를 하고, 학습기회와 선택행동을 제공하며, 학습활동에서 지지적인 도움을 주는 것은 아동의 학문적, 비학문적 자아개념, 학업태도, 학습동기와 같은 특성에 긍정적 영향을 미친다(Sung, 2003). 교사와의 관계가 긍정적일수록 아동은 사회적 지지를 받고 있다고 지각하게 되고 정서적으로 안정감을 느끼며 모방학습이 이루어지므로 이는 아동의 학교적응에 큰 영향을 미친다.
선행 연구들은 위와 같은 요인들을 학교적응의 주요 요인으로 포함하여 관련 연구들을 수행해 오고 있으나, 국내외에서 개발된 학교적응 척도들은 몇 가지 한계점을 가지고 있다. 국내의 경우, 학교적응 척도 개발에 초점을 둔 연구는 매우 드문 실정이다. 국내의 척도들은 학교적응의 하위요인으로 앞서 언급한 학업수행능력, 이해력, 수업시간의 성실성, 참여도, 또래친구들과의 긍정적 관계, 교사와의 관계 등 주요 구성요인들을 포함하고 있다(Y. Kim & Huh, 2003; K. Lee, 2004; E. S. Moon, 2002). 그러나 국내에서 제작된 학교적응 척도들은 적절한 척도개발과정을 거치지 않았거나 타당화 검증 과정을 거치지 않은 척도들이 대부분이다(Y. Kim, 1993). 학교적응에 초점을 둔 대부분의 연구들은 신뢰도가 다소 낮고 타당도 검증이 되지 않은 척도를 그대로 사용하거나 신뢰도와 타당성에 대한 이유로 국외 척도들을 번안하여 사용하는 경향이 있다. 국외의 경우, 아동의 실제 학업 능력을 평가하거나 행동을 평가하는 척도가 주를 이룬다. 즉, 학업 성적이나 혹은 학교환경에서 문제행동을 보이는지에 대한 지표를 통해 아동의 학교적응을 평가하는 경향이 있다. 대표적인 아동 행동 평정 척도로는 ‘Teacher Report Form’ (Achenbach, 1991), ‘Behavior assessment System for Children’ (Reynolds & Kamphaus, 1992), ‘Child Behavior Checklist’ (Achenbach & Edelbrock, 1983) 등이 있다. 그 외 몇몇 척도들도 학교장면에서 보이는 내재화 및 외현화 문제, 전반적인 문제행동 등을 평가하거나(Achenbach, 1991; Achenbach & Edelbrock, 1983), 지도력, 사회적 기술, 학습 기술 등의 학교생활에서의 적응 기술 문제를 일부 포함하기도 한다(Reynolds & Kamphaus, 1992). 또한 대표적으로 많이 사용하고 있는 척도인 Hightower 등(1986)의 교사용 아동평정척도(teacher-child rating scale)의 구성요인을 보면 좌절인내, 자기주장, 과제 지향, 또래관계 등을 포함한 유능성의 요인들을 포함하고 있다. 이와 같이 국외에서 사용되고 있는 학교적응 척도들은 아동 행동의 일부분에 초점을 두고 있어, 학교적응에서의 또 다른 중요한 측면인 또래와의 관계나 교사와의 관계와 같은 관계적 측면을 다루지 않고 있다. 따라서 국외의 학교적응 연구들은 하나의 척도라기보다는 연구자의 조작적 정의에 의해 하위요인별로 여러 척도를 사용하는 경향이 있다. 이는 학교적응에 있어 아동의 행동적 측면 외에도 또래 및 교사와의 관계, 참여도 등이 중요한 요인임에도 불구하고 이러한 요인들을 포괄하는 척도가 부재함을 의미한다.
이 외에도, 기존의 학교적응 척도들은 아동의 외적 행동 요인에만 초점을 맞추는 경향이 있는데, 이는 학교생활 척도의 보고자 측면에서 접근할 수 있다. 개발된 학령기의 학교적응 척도들 중 타당화 검증된 척도들은 주로 교사 보고에 의해 측정되는 경향이 있어 아동 자신이 직접 경험하는 심리, 정서적 지각을 측정하는 데 한계가 있다. 즉, 선행 척도들 가운데 아동의 학교생활에 대한 심리적 만족을 다루고 있는 경우는 매우 드물다. 심리적 만족이란 자신의 학교 경험에 대해 주관적으로 판단하고 느끼는 긍정적, 부정적 감정 및 태도를 의미하는 것으로, 이러한 만족감은 아동이 느끼는 참여정도 및 관계 맺음과 상호 영향을 미치며, 기대와 실제 간의 일치 정도에서 나온다(H. Lee, 2003; E. S. Moon, 2002). 이러한 관점에서 볼 때, 아동이 학교생활에 대해 느끼는 만족감은 부적응 행동, 출석률, 자퇴율 등과 관련된 주요 예측요인(H. S. Park, Lee, & Chung, 2011)이자 물리적, 심리적 환경을 평가하는 중요한 지표라 할 수 있다. 더구나 학령 후기는 지적, 정서적 능력의 발달이 이전보다 월등히 이루어지는 시기이므로, 이 시기에 아동 스스로 지각하는 건강한 생활과 관련된 느낌과 만족감은 그들의 학교적응에 매우 중요하다. 실제로 학교를 선호하고 독립적으로, 혹은 상황에 따라 협동적으로 학교활동에 참여하는 아동은 학교를 회피하는 아동에 비해 학업수행능력도 높으며 학교에 보다 잘 적응하는 것으로 보고되고 있다(Birch & Ladd, 1997; K. Lee, 2004). 또한 학령 후기 아동들을 대상으로 학교적응의 의미에 대해 개방형 질문을 한 경우에도, 학교생활이 즐거울 때, 학교가 자랑스러울 때 등의 답변을 보였다. 만족감과 더불어 또래관계 문제 또한 교사나 부모에게 발견되기 어려우므로 또래와의 관계도 제 삼자에 의한 보고를 통해 측정하기는 쉽지 않다. 특히 아동발달 및 학교폭력의 저 연령화 현상으로 학령 후기 아동들은 학령 초기 아동들과는 확연한 발달적 차이를 보이며 또래관계 문제는 청소년기 수준을 보이고 있어 학령 초기 아동들과는 구분되는 타당도 높은 척도가 필요하다(Butchart & Mikton, 2014). 그럼에도 불구하고 학령기 아동의 학교적응 척도를 학년 구분 없이 개발하거나 타당도 검증된 학령 후기 아동의 학교적응 척도는 대부분 교사 보고용으로 개발해 왔다는 점에서 선행 연구들의 한계가 있다. 따라서 본 연구에서는 학교적응의 주요 요인인 학업태도 및 규칙준수, 또래와의 관계, 교사와의 관계 외에도 기존의 학교적응 척도에 관한 연구들에서 간과한 학교만족감을 구성요인으로 포함하여 아동의 주관적 지각을 통해 평가하는 학령 후기 아동용 학교적응 척도를 개발하였다.
한편, 척도 개발에 있어 타당도 검증은 다른 불특정 아동들에게 사용 가능한지를 밝히는 일반화 검증의 일환으로 필수적이다(DeVellis, 2003; Hensley, 1999). 여러 척도 개발 연구들을 보면, 척도의 타당화를 위해 일반화된 척도들과의 관련성을 살펴보는 수렴타당도 검증이나(D. Kim, Kang, Jung, Kim, & Tark., 2016; S. Y. Park & Rubin, 2007), 개발된 척도의 구성요소가 다른 집단에서도 동일하게 추출, 확인되는지를 살펴보는 교차타당화 작업을 수행하였다(Huh, 2004; Rhee & Doh, 2014). 본 연구는 아동의 학교적응의 주요 관련 변인으로 잘 알려진 환경 변인으로서의 어머니의 양육행동(Chang, 2011; Chen, Dong, & Zhou, 1997)과 아동 특성 변인으로서의 사회적 능력(S. Y. Park & Kang, 2005), 자아존중감(Aunola, Nurmi, Onatsu-Arvilommi, & Pulkkine, 1999; Block & Robinson, 1993; H. Kim, 2013; E. Park & Choi, 2012) 및 자아탄력성(H. Lee & Jo, 2006; Masten, 2001)을 선정하여 수렴타당도를 살펴보았다. 어머니의 양육행동은 어머니의 양육행동과 아동의 사회적 적응 간의 밀접한 관계를 보고한 선행 연구결과들(J. Lee & Lee, 2004; Yang, 2007)에 근거하여 선정하였다. 아동의 사회적 능력은 초등학교 고학년 시기에 또래와 정신적 교류가 활발해지고, 지도력 있는 아동을 중심으로 교우관계가 형성된다는 점(S. P. Lee, 1991)에, 자아존중감은 자아존중감의 성취가 학령기와 청소년기 발달의 중심과제 중 하나로 필수적인 것으로 간주된다는 점에(H. H. Kim & Kim, 1999; H. Y. Kim, 2009) 기초하여 선정하였다. 자아탄력성의 선정은 스트레스 및 역경, 위험상황 속에서도 기능과 수행을 유지하거나 이전의 적응수준으로 회복하는 능력을 의미하는 것으로 아동은 자아탄력성이 높을수록 학교생활에 잘 적응한다는 선행 연구결과들(Gu, 2000; M. Kim, 2008)에 근거하였다. 이와 더불어 연구대상과 동일한 초등학교의 척도 개발에 참가한 아동들을 제외한 아동들을 대상으로 교차타당화를 실시하였다. 교차타당도 검증은 척도개발 시에 사용한 표본 집단 이외의 표본 집단을 대상으로 조사하여 척도의 통계학적, 측정학적 속성을 재검토하는 작업이다(Woo, 2013).
요약하면, 본 연구는 선행 연구들을 기초로 학령 후기 아동의 학교적응 척도를 개발하였으며, 개발된 척도의 타당화를 위해 수렴타당도와 교차타당도를 검증하였다. 본 연구에서 선정한 연구문제는 다음과 같다.
연구문제 1
학령 후기 아동용 학교적응 척도의 개발과 관련하여, 학교적응 척도는 어떠한 요인들로 구성되는가?
연구문제 2
학령 후기 아동용 학교적응 척도의 타당화와 관련하여, 학교적응 척도의 수렴타당도와 교차타당도는 어떠한가?

연구방법

연구 참가자

본 연구의 참가자는 서울시 소재 다섯 곳의 초등학교에 재학중인 4-6학년 남녀 아동으로 척도 개발과 타당화 작업을 위해 각각 1,055명과 1,082명이 응답에 참가하였다. 연구대상 수는 변수와 표본수의 비율이 1:10 정도일 때 요인분석이 타당하다는 연구(Nunnally, 1978)와 요인분석을 위해 500∼1,000명 정도의 표본이 매우 적절한 크기라는 제안(Comrey, 1973; Thorndike, 1982)에 근거하였다. 연구 참가 아동의 발달단계를 학령 후기로 선정한 이유는 초등학교 고학년 시기에 아동이 여러 다양한 학습, 대인관계, 정서적 . 행동적 문제를 보이기 시작하며(Ryu & Nam, 2010), 스스로에 대한 평가가 가능한 시기로 이후 청소년기의 발달과 적응에까지 영향을 미친다는 연구결과(Dubois, Eitel, & Felner, 1994)에 근거하였다.
척도 개발을 위한 연구 참가자의 사회인구학적 특성을 간략히 살펴보면, 아동의 성별은 남아가 549명(52.0%), 여아가 506명(48.0%)이었으며, 학년은 4학년, 5학년, 6학년이 각각 342명(32.4%), 332명(31.4%), 381명(36.2%)이었다. 출생순위는 외동이가 176명(16.7%), 첫째가 331명(31.3%), 둘째가 439명(41.7%), 셋째 이상이 109명(10.3%) 순이었으며, 가족구조는 핵가족이 834명(79.0%), 대가족이 217명(20.6%)으로 대부분이 핵가족에 해당되었다. 아버지의 연령은 40∼44세가 448명(42.6%)으로 가장 많았고, 그 다음으로 45∼49세 375명(35.5%), 50∼54세 89명(8.4%), 35∼39세 48명(4.5%), 55세 이상 16명(1.5%), 35세 미만 7명(0.7%) 순이었다. 어머니의 연령은 40∼44세가 563명(53.4%)으로 가장 많았고, 그 다음으로 35∼39세 191명(18.1%), 45∼49세 187명(17.7%), 50∼54세 32명(3.0%), 35세 미만 25명(2.4%) 순이었다. 그 외, 본 연구에서 개발한 척도의 타당화 작업을 위한 연구 참가자는 남아가 556명(51.4%), 여아가 525명(48.6%)이었으며, 그들의 사회인구학적 특성은 척도 개발을 위한 연구 참가자의 경우와 유사하였다.

조사도구

척도 개발용

본 연구에서 개발한 학교적응 척도는 국내외 관련 연구들과 개방형 문항을 기초로 개발되었다. 본 연구에서 고찰한 주요 선행 연구들에는 학교적응 척도(Boo, 2009; Y. Kim, 1993; Ladd, Kochenerfer, & Coleman, 1996; S. P. Lee, 1991; Oh, 2009; You, 1994)와 학교생활 만족도 척도(Son, 1993), 아동 행동 척도(Achenbach & Edelbrock, 1991; Hightower et al., 1986; Ladd & Profilet, 1996), 아동의 행동적 유능성 척도(Harter & Pike, 1984), 사회적 기술 척도(Eisenberg, Fabes, Murphy, Maszk, & Karbon, 1995; Gresham & Elliott, 1990), 사회적 유능성 척도(Achenbach & Edelbrock, 1993), 아동의 사회적 적응 척도(Smilansky & Shefatya, 1977), 아동-교사 관계 척도(Birch & Ladd, 1997; Pianta, 2001), 교사 및 또래 애착 척도(Gullone & Robinson, 2005), 학업탄력성 척도(N. Kim, 2008), 학업동기 척도(A. Kim, 2002) 등이 포함된다. 개방형 문항은 국내외 선행연구들(Birch & Ladd, 1997; Gullone & Robinson, 2005)을 기초로 연구자가 자체 개발한 것으로, “내가 생각하는 ‘학교에서 적응을 잘한다.’는 것은 무엇을 뜻하는지”에 대해 3-5가지 이상 구체적으로 적도록 되어 있다.

수렴타당도 검증용

개발된 학교적응 척도의 수렴타당도(convergent validity)를 검증하기 위해 어머니의 양육행동과 아동의 사회적 능력, 자아존중감 및 자아탄력성 척도를 사용하여 측정하였다. 각 척도는 아동 자신에 의해 평가되었다. 각 문항은 거의 그렇지 않다(1점), 그렇지 않은 편이다 (2점), 그런 편이다 (3점), 매우 그런 편이다 (4점)의 4점 Likert식으로 측정되었으며, 점수가 높을수록 척도별 하위요인의 특성이 높음을 의미한다.
어머니의 양육행동은 Rhee (2012)가 개발한 ‘어머니의 양육행동 척도’를 초등학교 고학년 자기보고용으로 수정하여 사용한 Seo (2012)의 척도를 사용하여 측정하였다. 이 척도는 온정(9문항), 논리적 설명(10문항), 개입(9문항), 강압(7문항), 방임(10문항)의 다섯 가지 하위요인으로 구성된다(총 45문항). ‘온정’ 요인은 “어머니는 웃는 얼굴로 나를 대해 준다.”, “어머니는 다정하고 부드러운 목소리로 말을 한다.” 등의 문항을 포함하고 있다. ‘논리적 설명’ 요인은 “어머니는 나에게 규칙을 지켜야 하는 이유를 설명해 준다.”, “어머니는 내가 잘못된 행동을 했다고 생각했을 때, 그 이유를 물어 본다.” 등의 문항으로 구성되어 있다. ‘개입’ 요인은 “어머니는 내 행동에 대해 지적을 많이 한다.”, “어머니는 내 실수에 대해 비난을 한다.” 등의 문항으로, ‘강압’ 요인은 “어머니는 내가 잘못된 행동을 할 때 찰싹 때린다.”, “어머니는 내가 마음에 들지 않는 행동을 하면 벌을 준다.” 등으로 구성된다. ‘방임’ 요인은 “어머니는 학교에 낼 돈을 제 때 챙겨주지 않는다.”, “어머니는 내가 씻지 않고 지저분하게 다녀도 내버려둔다” 등의 문항을 포함한다. 각 하위요인의 신뢰도는 온정 요인 .90, 논리적 설명 요인 .90, 개입 요인 .87, 강압 요인 .87, 그리고 방임 요인 .82이었다.
아동의 사회적 능력 척도는 Doh (1994)가 개발한 학령기용 ‘아동의 사회적 능력 척도(The scales of social competence)’를 사용하여 측정하였다. 이 척도는 사교성(outgoing behavior; 3문항), 인기도/지도력(popularity/leadership; 8문항), 대인적응성(interpersonal adjustment; 6문항), 사회적 참여(social participation; 5문항)의 네 가지 하위요인을 포함한다(총 22문항). ‘사교성’은 “새로운 친구와 쉽게 잘 논다.”, “사교적이다.” 등의 문항을 포함하고 있다. ‘인기도/지도력’ 요인은 “여러 아이들 중에서 대표로 뽑힐 때가 많다.”, “친구들을 잘 이끌어나간다.” 등의 문항으로, ‘대인적응성’ 요인은 “친구들과 놀다가 화를 낸다.”, “친구들에게 협조적이다.” 등의 문항으로 구성되어 있다. ‘사회적 참여’ 요인은 “친구들을 좋아한다.”, “혼자 노는 것보다는 여럿이서 함께 노는 것을 더 좋아한다.” 등의 문항을 포함한다. 본 척도의 신뢰도는 사교성 요인 .81, 인기도/지도력 요인 .86, 대인적응성 요인 .83, 그리고 사회적 참여 요인 .88이었다.
아동의 자아존중감은 Rosenberg (1965)의 자아존중감 척도(Rosenberg’s Self-Esteem Scale [RSES])를 Seo (2012)가 번안, 수정한 척도를 사용하여 측정하였다. 이 척도는 아동이 자기 자신에 대해 어떤 태도를 가지고 있는지를 묻는 총 10개의 문항으로 구성되어 있으며, “나는 남들만큼 가치 있는 사람이다.”, “나에게는 좋은 점이 많이 있다.”, “나는 대체로 봐서 실패자이다.” 등의 문항을 포함하고 있다. 본 척도의 신뢰도는 .85이었다.
아동의 자아탄력성은 Ryu (2002)가 번안한 Block과 Kremen (1996)의 자아탄력성 척도(Ego-Resiliency Scale [ER])를 Kim (2011)이 수정 . 보완한 것을 사용하여 측정하였다. 이 척도는 총 14문항으로 구성되어 있으며, 문항의 예로는 “나는 내 친구들에게 너그럽다.”, “나는 깜짝 놀라는 일을 당해도 금방 괜찮아지고 그것을 잘 이겨낸다.”, “나는 다른 사람에게 화가 나도 상당히 빨리 괜찮아진다.” 등을 들 수 있다. 이 척도의 신뢰도는 .86이었다.

조사절차

본 연구에서 아동의 학교적응 척도는 다음과 같이 3단계에 걸쳐 조사되었다. 1단계에서는 예비문항을 개발하였고, 2단계에서는 예비조사를 실시하였다. 3단계에서는 본 조사를 실시하였다.

1단계: 예비문항 개발

본 연구는 아동의 학교적응 척도 개발의 첫 단계로 다음과 같이 네 가지 단계에 걸쳐 예비문항을 개발하였다. 먼저, 국내외 학교적응 척도 개발 및 학교적응 척도를 사용한 관련 문헌들을 고찰함으로써 학령 후기 아동용 학교적응 척도의 예비문항으로 167문항을 산출하였다. 다음으로, 서울시 강남구 소재 초등학교에 재학 중인 100명의 4-6학년 아동들을 대상으로 개방형 문항에 대한 응답을 조사하였다(4학년, 5학년, 6학년 각각 32명, 34명, 34명). 아동들에게는 학교적응이라는 표현이 다소 어려울 수 있어 학교적응이란 “학교생활을 즐겁게 잘하는 것”으로 풀어서 설명해주었다. 특히 연령이 가장 어린 4학년 아동에게는 응답의 수월성을 높이기 위해 같은 반 친구 중학교생활에 잘 적응한다(학교를 즐겁게 잘 다닌다)고 생각하는 친구를 떠올리며 작성할 수 있다고 부연하였다. 그 결과, 각 학년별로 125문항(4학년), 154문항(5학년), 171문항(6학년), 총 450문항이 수집되었다. 이러한 문항들 가운데 애매하거나 포괄적인 의미를 담고 있는 문항들을 제외하고 관찰 가능한 구체적인 행동으로 표현한 문항들을 선택한 후, 중복되거나 유사한 문항들을 분류하는 과정을 거쳐 가장 적절하게 작성된 102개 문항을 산출하였다. 이어서, 국내외 척도 관련 문헌 고찰과 개방형 문항 조사를 통해 산출된 각 167개와 102개 문항 내용의 적절성 및 중복성을 검토하였다. 이 과정에서 문헌 고찰을 통해 추출된 24문항, 개방형 문항 조사를 통해 추출된 27문항, 그리고 두 가지 방식 모두에서 공통으로 추출된 48문항을 포함하여 총 99문항을 구성하였다. 마지막으로, 아동학 관련 교수 네 명에게 이러한 문항들에 대한 내용 평정을 의뢰하여 내용타당도를 검증하였다. 이를 위해, 각 문항이 아동의 학교적응을 측정하기에 얼마나 적합하다고 평가하는지에 대해 ‘매우 부적합하다 (1점)’에서 ‘매우 적합하다 (5점)’로 표시하도록 하였다. 내용타당도 계수를 추출하기 위해 Lawshe (1975)Martuza (1977)에 의해 제안된 문항별 적합도를 이용하여 검사 전체의 내용타당도를 추정할 수 있는 통계적 방법을 사용하였다. 구체적으로, 최소 두 명의 전문가에게 각 문항의 적합성을 평정하게 한 후 두 명 모두 3점 이상으로 평정한 문항들을 추출하고, 추출된 문항 수를 전체 문항 수로 나눔으로써(적합한 문항 수/전체 문항 수) 산출된다. 이때 그 수치가 .90 이상이면 내용타당도 계수가 높음을 의미한다. 본 연구에서는 네명의 전문가를 두 명씩 2개의 그룹으로 나누어 각 그룹별로 내용타당도 계수의 평균을 산출하였다. 그 결과, 각 그룹별로 동일하게 .97의 내용타당도 계수가 산출되어, 본 척도의 내용타당도 계수는 .97이었다.
내용타당도 검증 과정에서 두 명의 심사자가 매우 부적합하다 (1점)로 응답한 2문항이 삭제되었고, 네 명 모두 보통이다(3점) 이상으로 응답한, 적합성이 높은 97문항을 최종 예비문항으로 선택하였다. 이와 동시에, 문항의 의미가 모호하거나 표현의 수정이 필요하다고 평가된 문항들은 적절한 표현으로 수정하였다(예: “학교 끝나고 친구들과 함께 간다.”를 “나는 수업을 마치고 집에 갈 때 친구들과 함께 간다.”로, “나와 사고방식이 다른 친구들과도 잘 사귄다.”를 “나는 나와 생각이나 의견이 다른 친구들과도 잘 사귄다.”로, “나는 공부에 취미가 없다.”를 “나는 공부에 흥미가 없다.”로 수정함).

2단계: 예비조사 실시

내용타당도를 통해 완성된 97개의 예비문항을 이용하여 서울시 강서구에 위치한 초등학교 4-6학년 아동 34명(4학년, 5학년, 6학년 각각 14명, 10명, 10명)을 대상으로 하여 학년별로 그룹을 구성하여 예비조사를 실시하였다. 예비조사를 통해 문항 수의 적절성, 답변 시간, 문항내용에 대한 이해, 응답방식 등 응답 시 난이도를 확인하였다. 그 결과, 연령에 맞지 않는 단어로 인해 문항내용을 이해하는 데 어려움이 있는 한 문항을 수정하였다(예: “나는 학교에서 잘 토라진다.”를 “나는 학교에서 잘 삐친다.”로 수정함). 수정된 문항 외에 이해하기에 어려운 문항은 발견되지 않았으며, 응답 시간은 최소 6분에서 최대 28분 정도가 소요되었다. 결과적으로, 예비조사에서 삭제된 문항은 없었으며, 총 97개 문항 모두를 본 조사 문항으로 선정하였다.

3단계: 본 조사 실시

예비조사를 거쳐 완성된 학교적응 질문지를 이용하여 본 조사를 실시하였다. 본 조사는 다음과 같이 두 가지 단계의 조사로 구분된다.
먼저, 척도 개발을 위한 조사와 관련하여, 서울특별시 강동 지역에서 두 곳과 강서, 강남, 강북 지역에서 각 한 곳, 총 다섯곳 초등학교에서 학교장의 동의하에 실시되었다. 4-6학년 학급 중 각 학년에서 2-3학급을 무작위로 선정하여, 각 학급의 교사들에게 질문지 조사방법 및 응답 시의 주의점을 전달하였다. 그런 다음, 각 교사를 통해 학급별로 질문지를 배부 . 실시한 후 회수하였다. 배부된 1,245부 가운데 1,127부가 회수되었으며(회수율: 90.5%), 이 중 불성실하게 응답한 25부를 제외하고 총 1,055부를 척도 개발 분석에 사용하였다.
다음으로, 개발된 척도의 타당도 검증을 위한 조사와 관련하여, 조사 실시 2개월 후에 본 조사와 동일한 다섯 곳의 초등학교에서 본 조사를 실시한 학급을 제외하고 학년별로 2-3학급을 선정하여 타당도 검증용 질문지 조사를 실시하였다. 질문지 조사방법은 본 조사와 동일하며, 배부된 1,216부의 질문지 가운데 1,106부가 회수되었다(회수율: 91.0%). 이 중 불성실하게 응답한 경우(24부)를 제외하고 총 1,082부를 수렴타당도 및 교차타당도 검증 분석에 사용하였다.

자료분석

본 연구의 자료는 SPSS 20.0프로그램(IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 20.0 (IBM Co., Armonk, NY)프로그램을 이용하여 분석하였다. 본 조사용 학교적응 척도의 구성요인을 확인하고 문항 수를 줄이기 위해 탐색적 요인분석과 확인적 요인 분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석에 들어가기 전에 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)의 표본적절성 측정치, Bartlett의 구형성 검증 통계치(Bartlett’s test of sphericity)를 산출하여 요인분석에 적합한지를 확인하였다. 요인의 추출 방법은 주축요인추출법(principal axis factoring)을 이용하였으며, 각 요인 간의 회전방법은 오블리민(oblimin) 방식을 이용하였다(G. S. Kim, 2007). 이어서, 요인 구조의 적합성을 파악하고자 확인적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석 과정을 통해 1차적으로 구성요인이 추출되었으며, 이어서 수행된 확인적 요인분석 과정을 통해 최종 문항이 추출되었다. 신뢰도 검증을 위해 Cronbach’s α를 산출하였고, 적합도 지수 TLI (Turker-Lewis Index)와 CFI (Comparative Fit Index)를 사용하고, 모형의 전반적인 부합도를 평가하는 RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)와 RMSR (Root Mean Square Residual)을 사용하였다. 개발된 척도의 타당화와 관련하여, 학교적응 척도의 하위요인들과 각 준거 변인 간의 상관관계를 살펴봄으로써 수렴타당도를 검증하였으며, 확인적 요인분석을 실시하여 적합도의 양호함과 본 조사 결과와의 유사성을 확인함으로써 교차타당도를 검증하였다.

연구결과

학교적응 척도의 요인분석 결과

탐색적 요인분석

본 연구는 척도 개발용으로 수집된 97문항의 자료를 이용하여 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis)을 실시하였다. 탐색적 요인분석 방법은 각 요인 간의 상관관계를 가정하여 사각회전(oblique rotation) 방식 중 대표적인 Oblimin 회전방법을 이용하였으며, 요인추출 방법은 정보의 손실을 최소화하면서 내용의 요약을 목적으로 할 때 사용할 수 있는 공통요인모형인 주축요인추출법(principal axis factoring)을 이용하였다(S. M. Lee, 2006). 먼저 요인분석이 가능한지 알아보기 위해 KMO(kaiser Meyer Olkin) 수치와 Bartlett의 구형성 검정치(Bartlett’s test of sphericity)를 살펴보았다. KMO 수치는 문항 변수 간의 상관관계가 다른 변수에 의해 설명되는 정도를 나타내는 것으로 1에 가까울수록 표본의 상관행렬이 요인분석을 실시하기에 적합함을 의미하며(G. S. Kim, 2007; Kaiser, 1974), Bartlett 구형성 검정은 유의확률이 .05 이하( p < .05)이어야 모형이 적합하다고 볼 수 있다(G. S. Kim, 2007). 본 연구의 KMO의 수치는 .98로 요인분석을 위한 문항으로 적합하였으며, Bartlett 구형성 검정은 p < .001로 요인분석이 가능한 공통요인이 있는 것으로 확인되었다.
학교적응 척도의 요인구조를 파악한 결과, 고유치(eigenvalue)가 1이상인 요인이 16개로 나타나, 요인구조의 의미를 해석하는 데 어려움이 있었다. 일반적으로 고유치가 1이상이 되는 요인의 수는 전체 측정변수의 수를 3으로 나눈 값과 5로 나눈 값 사이로 나타나는 경우가 많은데(Tak, 2007), 본 연구의 요인 수는 97개의 전체 측정변수의 수를 5로 나눈 수치인 19개에 근접한 16개로 나타났다. 스크리 도표(scree plot) 결과에서는 처음 한 개 요인의 고유치만 높게 나타났고, 나머지 요인들의 고유치는 이와는 간격을 두고 서로 비슷한 값을 나타내었다. 이러한 결과는 측정변수의 수가 많을 경우에 나타나므로(Tak, 2007), 스크리 검사로 요인의 수를 정하기 어렵다.
요인수를 정하기 어려울 경우에는 연구자가 합리적 모델 선택을 위해 이론에 근거한 요인 수를 지정하여 여러 요인 모델을 설정하고 비교할 수 있다는 제안(Tak, 2007)에 기초하여, 본 연구에서는 4-6개의 요인 수를 지정하고 요인부하량(factor loading)을 .40 이상으로 하여 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 요인 수를 다섯 개와 여섯 개로 지정하였을 때에는 각 네 개의 요인이 추출되고 나머지 각 한 개와 두 개의 요인은 요인부하량이 .40 미만인 문항들만 추출되었다. 요인 수를 네 개로 지정하였을 때에는 적합한 기준의 각각 35문항, 18문항, 17문항, 12문항, 총 82문항으로 구성되었다. 이 때, 두 개 요인에서 공통적으로 .40 이상의 요인부하량을 나타낸 세 문항을 삭제하여 최종적으로 총 79개의 문항을 선정하였다. 요인 1은 학교에서의 수업태도, 규칙 지키기 등의 내용으로 ‘학업태도/규칙준수’로 명명하였다. 요인 2는 아동이 학교에서 친구들과 잘 어울려 즐겁게 생활하는 내용으로 ‘또래와의 관계’로, 요인 3은 교사와의 긍정적 관계를 묻는 내용으로 ‘교사와의 관계’로 명명하였다. 요인 4는 학교생활에 대한 만족감에 관한 내용으로 ‘학교만족감’으로 명명하였다. 네 개 요인은 각각 전체변량의 34.53%, 5.25%, 4.01%, 2.24%를 설명하였으며, 전체 설명력을 의미하는 누적변량은 46.21%이었다(Table 1).

확인적 요인분석

탐색적 요인분석에 의해 산출된 구성요인 구조의 적합성을 확인하기 위해 79문항에 대한 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 확인적 요인분석은 이론적 배경하에 요인들 간의 관계를 설정하고, 즉 모형을 이론에 맞춰 설정하고, 설정한 모형이 현재 자료를 잘 설명하는지 여부를 실증하는 데 사용되는 방법이다(G. Kim, 2007). 요인구조의 적합도를 평가하기 위해 χ2와 함께 RMR, RMSEA, TLI와 CFI 지수도 확인하였다. 그 결과, χ2값은 2636.739 (df = 1,024), Q (χ2/df )값은 2.575, RMR은 .023, TLI는 .866, CFI는 .873, RMSEA는 .045이었으며, χ2값은 p < .001수준에서 유의하였다. 다음으로, 잠재변인에 대한 설명력이 높은 문항들을 선별하고 응답자의 연령을 고려하여 문항 수를 줄이기 위해 모형의 적합도를 최대로 높이는 과정을 거쳤다. 즉, 표준화된 회귀계수(표준적재치)가 .50 이상이면 모형의 적합도가 적절한 편, .70 이상이면 매우 좋다는 엄격한 기준(H. S. Lee & Lim, 2008)에 의해, 표준화된 회귀계수 .70 미만인 문항들을 제거하는 과정에서 49문항이 삭제되어 총 30문항이 남았다. 30개 문항들을 이용하여 통계치를 살펴보면, 유의수준 α = .001 수준에서 χ2값이 1917.977 (df = 399), χ2/df값이 4.807, TLI는 .928, CFI는 .934, RMR은 .028, RMSEA는 .060으로(Table 2), 표준화된 회귀계수(표준적재치)가 .5∼.7에 속하는 문항들을 포함할 때의 적합도 지수에 비해 더 높은 지수들을 확보하였다. 이러한 결과는 RMR은 .05 이하, RMSEA가 .05 수준이면 좋은 적합도라는 기준(G. S. Kim, 2007)과 TLI와 CFI의 추천 기준치가 .90 이상이면 좋은 모형, .90에 가까우면 적절한 모형이라는 기준(H. S. Lee & Lim, 2008; S. Moon, 2009)에 적합하였다. 이러한 결과를 고려할 때, 본 연구의 측정모형의 적합도 지수는 수용할 만 하다고 판단되었다.
측정변수의 모든 C.R. (critical ratio) 값이 유의수준 α =.001 수준에서 통계적으로 유의미하여 모든 측정변수가 잠재변인의 개념을 잘 반영하고 있는 것으로 나타났다. 또한 개념 신뢰도(construct reliability) 값이 .70 이상이고, 평균분산추출(average variance extracted: AVE) 값이 .50 이상으로 나타나고, 각 개념신뢰도도 .90 이상으로 높은 수준의 내적 일관성(internal consistency)을 보여주어 집중타당성이 확보되었다(Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006; Woo, 2013). 확인적 요인분석 모형에서 측정변수의 설명력을 의미하는 다중상관자승치(squared multiple correlation: SMC) .20 이상이 기준으로, 네 개 요인에 속해 있는 모든 측정변수들이 각 잠재변인에 의해 설명되는 정도가 기준 수치 이상으로 양호함을 확인하였다.
이 외에도, 하나의 잠재변인과 다른 잠재변수가 얼마나 다른지를 평가하는 판별타당성(discriminant validity)의 경우, 두 잠재변인 간 결정계수(상관계수의 곱: r2)가 평균분산추출(AVE) 값보다 작으면 판별타당성이 있다고 판단되는데(Fornell & Larker, 1981), 결정계수의 크기가 .175∼.477로 나타나 평균분산추출(.566∼.659) 값보다 모두 작게 나타나 모든 잠재변인 간 판별타당성이 있는 것으로 볼 수 있다. 또한, 아동의 학교적응 척도의 타당성은 각 잠재변인, 즉 구성요인 간에 어느 정도 높지도 낮지도 않은 상관관계가 있어야 하고, 상관 정도는 척도의 타당성을 보여주는 하나의 지표가 될 수 있다(Rhee & Doh, 2014). 그 결과, 잠재변인 간 상관관계는 .418∼.679의 유의한 상관( p < .001)을 나타내어(Table 3), Berry와 Feldman (1985)이 제시한 다중공선성 검증 기준(r < .80)에 적합하였다.
마지막으로, 확인적 요인분석을 통해 최종 산출된 네 개의 하위요인 별 문항의 내적 일치도(Cronbach’s α) 값을 살펴본 결과, 학업태도/규칙준수 요인은 .92, 또래와의 관계 요인은 .91, 교사와의 관계 요인은 .93, 그리고 학교만족감 요인은 .92로 매우 높은 수준의 신뢰도를 나타내었다(Table 4). 최종적으로 구성된 30문항은 성실성과 책임감, 학교에서의 생활태도 측면에 입각한 학업태도/규칙준수에 해당하는 9문항, 또래와의 긍정적 어울림 정도, 사교성의 측면을 내포한 또래와의 관계에 속하는 7문항, 교사와의 관계, 즉 아동이 교사를 좋아하고 따르는 마음과 교사가 아동을 대하는 태도의 측면을 측정하는 8문항, 그리고 현재 아동이 학교생활에 있어 즐거움, 행복감, 만족감 등을 느끼고 있는가를 측정하는 6문항으로 자세한 내용은 Table 5와 같다.

학교적응 척도의 타당도 검증

개발된 학교적응 척도의 타당도는 수렴타당도와 교차타당도를 통해 검중하였다. 먼저, 수렴타당도를 파악하기 위한 준거변인은 어머니 특성과 아동 특성으로 구성되며, 각 특성별로 어머니의 양육행동(Rhee & Doh, 2014)과 아동의 사회적 능력(Doh, 1994), 자아존중감(Seo, 2012) 및 자아탄력성(A. Y. Kim, 2011)과의 상관관계를 살펴보았다. 아동의 학교적응 척도의 각 하위요인과 양육태도의 각 하위요인 간의 상관관계는 모두 유의하였다(Table 6). 학교적응의 각 하위요인은 온정, 논리적 설명과는 모두 유의한 정적 관계를(r = .30∼.43, p < .001), 개입, 강압, 방임과는 모두 유의한 부적 관계를 나타내었다(r = -.11∼-.28, p < .001). 아동의 학교적응 척도의 각 하위요인과 아동 특성 변인인 사회적 능력의 각 하위요인, 자아존중감 및 자아탄력성 간의 상관관계 또한 모두 유의하였다(Table 7). 학교적응 척도의 각 하위요인은 아동의 사교성, 인기도/지도력, 대인적응성, 그리고 사회적 참여 모두(r = .19∼.64, p < .001)와, 자아존중감(r = .48∼.54, p < .001)과, 그리고 자아탄력성(r = .46∼.56, p < .001)과 모두 유의한 정적 관계를 보였다.
다음으로, 네 가지 하위요인으로 구성된 아동의 학교적응 척도 모형이 표본에 종속된 모형인지 혹은 다른 표본에도 일반화될 수 있는 모형인지를 살펴보기 위해 교차타당도를 검증하였다. 척도 개발을 위한 연구 참가자와 사회인구학적 배경이 유사한 집단을 추출하기 위해 동일한 초등학교, 동일한 학년의 아동들 가운데 척도 개발 조사에 참가하지 않은 학급(예를 들어, 척도 개발 참가자는 홀수 반, 타당화 작업 참가자는 짝수 반)에 속하는 아동들을 대상으로 조사된 자료를 이용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, χ2값은 1850.178 (df = 399, p < .001), Q (χ2/df )값은 4.637, RMR은 .019, TLI는 .929, CFI는 .935, RMSEA는 .058이었다(Table 8). 앞서 서술한 각 기준 수치에 근거할 때 이러한 결과는 모형의 적합도가 양호함을 나타낸다. 다음으로 하위요인 별 문항의 내적 일치도, Cronbach’s α를 살펴보았다. 그 결과, 학업태도/규칙준수 요인은 .91, 또래와의 관계 요인은 .92, 교사와의 관계 요인은 .91, 그리고 학교만족감 요인은 .93으로 본 조사와 거의 유사한 높은 신뢰도를 나타내었다. 본 교차타당도의 결과는 모두 수용가능한 지수로서 모형의 양호한 적합도를 검증하였다.

논의 및 결론

본 연구의 주목적은 학령 후기 아동의 학교적응을 측정하기 위한 척도를 개발하는 것이다. 개발된 학교적응 척도의 타당도는 수렴타당도와 교차타당도를 통해 검증되었다. 본 연구의 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 본 연구에서 개발된 학교적응 척도는 학업태도/규칙준수, 또래와의 관계, 교사와의 관계, 그리고 학교만족감 등 총 30개 문항의 네 가지 요인으로 구성되었다. 학업태도/규칙준수 요인은 “나는 수업시간에 집중하여 듣는다.”, “나는 학교에서 맡은 일을 책임감 있게 수행한다.”, “나는 학교공부와 숙제에 최선의 노력을 다한다.” 등의 9개 문항으로 구성되었다. 학업태도와 규칙준수 요인을 하나의 요인으로 추출한 점은 두 가지 요인을 구분한 선행 연구결과들(Alexander, Entwisle, & Dauber, 1993; Ji & Jung, 2006; S. P. Lee, 1991)이나 학업태도와 규칙준수 중 어느 한 가지 요인만을 포함한 연구결과들(Boo, 2009; Oh, 2009)과 불일치한다. 본 연구에서 학업태도 요인과 규칙준수 요인이 하나의 요인으로 산출된 것은 문항 내용의 구성에 기인하는 것으로 보인다. 본 연구의 학업태도/규칙준수 요인은 수업활동 및 전반적인 학교생활에의 적극적 참여, 학습활동에 대한 준비와 노력, 규칙준수, 질서 있는 행동, 그리고 학교 활동에 대한 자발적 참여의지 및 참여도 등 학업에 대한 아동의 긍정적 태도로 정의하고 있다.
또래와의 관계 요인은 학교환경에서의 대표적인 사회적 관계로서 친구와의 관계가 원만하며 친구들과 사이좋게 지내는 것으로, 친구에 대한 긍정적 지각, 호감을 통해 사교적이고 책임감 있는 행동을 하는 등 친밀한 개인적 교류 혹은 그 가능성을 의미한다. 이에 해당하는 문항들로는 “나는 학교에서 친구들과 잘 어울린다.”, “내 주변에는 재미있고 다정한 친구들이 많다.”, “나는 학교에서 친구를 잘 사귄다.” 등이 포함되며, 총 7개의 문항으로 구성되었다. 본 연구결과는 또래와의 관계를 친구와의 조화로운 관계 정도, 학급생활에서의 상호작용의 적극성 여부, 친구에 대한 관심 여부 등으로 정의한 S. P. Lee (1990)을 비롯하여 대부분의 선행 연구결과들(Birch & Ladd, 1997; Boo, 2009; Gresham & Elliott, 1990; Y. Kim, 1993; Oh, 2009)과 유사하다.
교사와의 관계 요인은 학교에서 교사를 잘 따르고 교사와 잘 지내는 것을 의미하는 것으로, 교사에 대한 긍정적 지각과 호감, 사교적 행동을 통한 친밀한 개인적 교류 및 교류 가능성을 의미한다. 이는 “나는 담임선생님과 관계가 좋다.”, “나는 담임선생님께 감사하고 있다.”, “담임선생님은 나를 이해하고 인정해 주신다.” 등의 9개 문항들을 포함하고 있다. 이러한 내용은 교사와의 관계를 ‘아동이 교사와의 관계를 바르게 이해하고 자신의 요구를 교사에게 적절하게 조절하며 수반되는 스트레스를 적절하게 대처해 가는 인간관계’로 정의한 Y. Kim (1993)을 비롯한 선행 연구결과들(S. P. Lee, 1991; Lim, 1993)과 유사하다. 단, 교내 불특정 교사와의 관계를 질문한 선행 연구들과 달리 본 척도에서는 특정 대상인 담임교사와의 관계에 초점을 두었다. 이는 담임교사가 일부 특별 과목을 제외한 대부분의 교과목을 담당하며 아동이 학교에 있는 동안 거의 대부분의 시간을 함께 보내는 국내 초등학교 환경을 고려하였기 때문이다.
마지막으로, 학교만족감 요인은 아동이 학교에 대해 전반적으로 느끼는 주관적 즐거움과 선호도 및 만족감을 의미한다. 학교만족감 요인에는 “나는 학교에 가면 편안하다.”, “나는 학교 가는 것이 즐겁다.”, “나는 우리 학교를 좋아한다.” 등의 6개 문항들로 구성되었다. 대부분의 국내외 선행 연구들의 경우, 학교만족감은 학교적응의 구성요인에서 제외되어 있으며, 또는 학교적응의 의미를 축소시켜 만족감만 높으면 학교생활에 잘 적응하는 것으로 확대 해석하는 경향이 있다(Ryu, 2002). 학교만족감은 적응에 있어 아동이 지각하는 감정과 정서적 적응이 중요함을 강조한 여러 선행 연구결과들(Ladd & Profilet., 1996; Roeser & Eccles, 1998)에 근거할 때, 이 요인은 학교적응 척도의 여러 요인들 가운데 하나로 구분하는 것이 바람직해 보인다. 그럼에도 불구하고 선행 학교적응 척도들이 이 요인을 제외한 이유는 기존 척도들이 대부분 교사보고에 의해 측정된 점(Alexander, et al., 1993; Baker, 2006; Birch & Ladd, 1997; Boo, 2009; Oh, 2009)에 기인한 것으로 보인다. 이러한 측면에서 본 연구에서 개발한 학교적응 척도에 학교만족감 요인이 포함된 것은 선행 연구들과 차별되는, 본 연구의 고유한 특징으로 보인다.
둘째, 척도의 개발과정에서 매우 중요한 타당도 검증과 관련하여, 본 연구는 선행 연구들(Boo, 2009; Kang & Cho, 2010; Oh, 2009; Rhee & Doh, 2014)과 유사하게 수렴타당도와 교차타당도를 이용하여 개발된 척도의 타당도를 검증하였다. 이를 위해, 본 연구는 척도 개발에 참가한 아동들과 사회인구학적 배경이 유사한 또 다른 아동들을 대상으로 선정하여 개발된 학교적응 척도의 타당화 작업을 수행하였다.
수렴타당도는 대표적인 부모 특성 및 아동 특성들과 아동의 학교적응 간의 관계를 살펴봄으로써 검증하였다. 먼저, 아동의 학교적응은 어머니의 양육행동의 각 하위요인인 온정, 논리적 설명, 개입, 강압 및 방임을 비롯하여 아동의 사회적 능력의 하위요인인 사교성, 인기도/지도력, 대인적응성 및 사회적 참여, 자아존중감 그리고 자아탄력성 등 각 변인과 모두 유의한 상관관계를 보였다. 즉, 어머니의 양육행동이 긍정적이고, 아동의 사회적 능력, 자아존중감, 자아탄력성이 긍정적일수록 아동이 학교적응을 잘 한다는 것, 즉 앞서 살펴본 여러 선행 연구결과들과 모두 유사한 유의미한 결과를 도출함으로써, 본 연구에서 개발한 학교적응 척도의 수렴타당도가 확보되었다. 교차타당도는 본 연구에서 개발된 학교적응 척도가 본 연구 참가자와 사회인구학적 배경이 유사한 학령 후기 아동에게 적용될 수 있는지를 확인함으로써 검증하였다. 모두 동일한 확인적 요인분석 과정을 통해 높은 신뢰도와 좋은 적합도 기준을 만족시키는 수준의 거의 유사한 결과가 발견됨으로써 교차타당도를 확보하여 본 척도의 안정성이 확보되었다.
요약하면, 본 연구에서 개발한 학교적응 척도는 학업태도/규칙준수, 또래와의 관계, 교사와의 관계, 학교만족감의 네 가지 하위요인으로 구성된다. 학업태도/규칙준수는 선행 연구들과 달리 하나의 요인으로 추출되었으며, 또래와의 관계 요인과 교사와의 관계 요인은 선행 연구결과들과 유사한 양상을 보였다. 학교만족감 요인은 대부분의 선행 연구결과들에서 포함되어 있지 않은 것으로 본 연구에서 산출된 독특한 결과물이다. 본 학교적응 척도의 하위요인은 모두 평가도구로서 사용하기에 적절한 수준의 신뢰도를 나타내었다. 또한, 개발된 척도의 타당도 검중과 관련하여 수렴타당도와 교차타당도가 검증되었다.
본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제안은 다음과 같다. 먼저, 연구대상과 관련하여, 본 연구에서는 서울 지역의 강남, 강서, 강동, 강북 지역 등 다양한 지역 소재의 학교를 선정함으로써 지역적 특성이 편중되지 않도록 노력하였으나, 그 외 지역을 포함하지 않았다는 점에서 전국의 모든 학령 후기 아동들에게 일반화하는 데 제한점이 있다. 따라서 후속 연구에서는 보다 넓은 지역의 아동을 대상으로 조사함으로써 척도의 표준화 작업을 시도할 필요가 있다. 다음으로, 개발된 척도의 신뢰도와 관련하여, 본 연구는 각 요인별 높은 신뢰도(α = .91∼.93)를 확보하고 유사집단을 통해 거의 동일한 신뢰도(α = .91∼.93)를 확보하였으나, 동일한 집단을 통한 검사-재검사 신뢰도의 산출은 시도하지 않아 척도의 안정성 측면을 검증하는 데 어려움이 있다. 따라서 후속 연구에서는 시간적 간격을 두고 동일한 대상을 통해 검사를 반복하여 척도의 안정성을 확보하는 것이 필요해 보인다. 이 외에도, 본 연구에서는 개발된 학교적응 척도의 수렴타당도를 검증하기 위해 어머니의 양육행동과 아동의 사회적 능력, 자아존중감 및 자아탄력성 간의 관계 등 연구변인을 한정하였다. 후속 연구에서는 양육행동 외의 가족 요인과 물리적 환경 요인, 개인 내적인 또 다른 요인들을 포함하여 보다 다양한 측면을 고려하는 것이 바람직할 것이다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구의 몇 가지 의의를 찾아볼 수 있다. 첫째, 본 연구는 학업태도/규칙준수, 또래와의 관계, 교사와의 관계, 학교만족감 등 네 가지 하위요인으로 구성되고, 신뢰도와 타당도가 확보된 학교적응 척도를 개발하였다. 네 가지 하위요인들 가운데 아동의 정서적 측면인 학교만족감 요인은 아동보고용 척도에서만 측정이 가능한 것으로서, 이를 통해 보다 포괄적인 학교적응 개념의 측정을 가능하게 하였다. 둘째, 교사보고용 학교적응 척도가 주를 차지하는 상황에, 본 연구는 학령 후기 아동들이 자신의 학교적응 정도를 스스로 평가할 수 있는 아동보고용 척도를 개발하였다는 데 또 다른 의의가 있다. 마지막으로, 본 연구는 국내외 문헌 고찰 뿐만 아니라 아동의 자유응답 자료에 기초하여 우리 정서와 문화를 반영하는 학교적응 척도를 개발하였다. 본 연구에서 개발된 학교적응 척도는 학교현장은 물론 학교적응 관련 후속 연구를 위해 유용한 측정도구로서 활용될 수 있을 것이다.

Acknowledgements

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea(NRF-2016S1A3A2924375).

Notes

This article is a part of the first author’s doctoral dissertation submitted in 2014, and was presented as a verbal announcement at the 2016 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Table 1
Exploratory Factor Analysis of School Adjustment Scale
Item no. Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4
21 .77 -.15 -.03 .08
98 .76 -.19 -.04 -.01
4 .75 .04 -.01 -.11
93 .74 -.18 .04 .03
22 .72 -.06 .07 -.09
2 .71 .02 -.05 .03
15 .70 -.02 -.08 -.02
63 .67 -.06 -.06 .05
40 .66 .07 -.05 .05
3 .65 -.11 .07 .08
33 .64 .15 -.05 -.07
70 .64 -.03 .09 -.07
45 .63 .09 -.07 .09
39 .61 .05 .03 -.10
16 .60 .05 -.14 .00
58 .60 -.00 -.07 .08
99 .59 -.03 .07 .01
52 .59 -.12 .09 .01
64 .57 -.01 .12 -.08
10 .57 -.05 .02 .05
9 .55 -.03 .21 -.07
8 .54 .13 -.08 .16
57 .53 -.10 .12 .09
94 .53 .17 .08 -.05
46 .53 .12 .03 .08
103 .52 .14 .12 -.21
76 .51 -.03 .08 .05
28 .50 .10 -.07 .00
113 .50 .01 .36 -.07
67 .49 .07 .06 -.01
96 .48 .04 .06 -.15
49 .48 .22 -.17 .00
27 .47 .21 .06 -.07
55 .45 .23 .04 -.18
50 .43 .21 -.06 -.01
101 -.10 .73 .06 -.07
31 -.16 .73 .06 .05
7 -.08 .73 -.09 .06
1 -.11 .72 -.12 .09
43 -.00 .69 -.02 .01
13 -.03 .66 -.01 .06
41 -.03 .61 .09 -.06
19 .02 .61 -.00 -.07
79 -.01 .61 .08 -.02
73 -.01 .61 -.01 -.08
25 -.09 .59 -.01 .06
106 .12 .59 .07 .02
37 -.02 .59 -.10 -.03
109 .33 .58 .13 .20
91 .22 .58 .03 .21
61 .16 .51 .11 .28
118 -.08 .44 -.10 .03
5 -.14 .42 .08 .10
86 -.07 -.13 .87 .14
56 .04 .03 .86 -.04
68 -.02 -.13 .86 .11
62 .01 .10 .81 -.11
74 .09 -.01 .81 -.03
38 -.02 -.13 .68 .09
102 .05 .06 .67 -.01
92 .02 .16 .66 -.04
107 .24 .03 .66 -.08
116 .02 .08 .64 .05
14 .05 .11 .62 .02
44 .13 .04 .61 .04
32 .12 .07 .61 .06
80 .14 .19 .61 -.01
26 .27 .19 .59 .01
20 .03 .16 .53 .08
83a -.42 .21 .43 -.28
71 -.04 -.06 .04 .59
59 -.05 .14 -.05 .58
81 -.02 .08 .14 .50
65 -.01 .25 -.04 .48
108 -.01 .17 .08 .47
17 -.05 .19 .07 .45
51 .18 -.03 .26 .44
89 -.18 -.10 -.07 .44
53 .10 .18 -.02 .43
104 .08 .25 .04 .42
11a .20 .40 .13 .41
77a .16 .21 .42 .41
Eigen value 33.49 5.09 3.89 2.35
% of variance 34.53 5.25 4.01 2.42
Cumulative % 34.53 39.78 43.79 46.21

Note. N = 1,055. Item numbers 17, 50, 51, 53, 89 and 118 are reverse-scored.

The item was deleted because it showed a factor loading of more than .40 for two different factors; Factor 1: Academic Attitude/Rules Compliance, Factor 2: Relationship with Peers, Factor 3: Relationship with Teacher, Factor 4: School Satisfaction.

Table 2
Fit Index of School Adjustment Scale Model
χ2 df Q (χ2/df) TLI CFI RMR RMSEA
1917.977 399 4.807 .928 .934 .028 .060

Note. N = 1,055.

Table 3
Correlations among Factors of School Adjustment
1 2 3 4
1. Academic attitude/Rules compliance
2. Relationship with peers .577***
3. Relationship with teachers .672*** .418***
4. School satisfaction .673*** .672*** .679***

Note. N = 1,055.

*** p < .001.

Table 4
Cronbach’s α and Means of Factors of School Adjustment
Factors Cronbach’s α M (SD)
Academic attitude/Rules compliance (9)a .92 3.20 (.54)
Relationship with peers (7)a .91 3.48 (.48)
Relationship with teachers (8)a .93 3.24 (.62)
School satisfaction (6)a .92 3.20 (.72)

Note. N = 1,055.

a number of items.

Table 5
Final Factors and Items
Factors No. Items
Academic attitude/Rules compliance 2 I listen to the teacher’s words carefully.
21 I am attentive in class.
22 I carry out my role in school responsibly.
40 I participate actively in class work.
45 I understand the contents of the school lessons well.
63 I do my best in school study and homework.
76 I follow the teacher’s instructions and expectations in school.
93 I have a positive attitude towards class in school.
98 I complete my assignments and activities in class myself.
Relationship with peers 1 I hang out a lot with my friends at school.
7 I hang out a lot with my friends during break time at school.
13 I eat my meal enjoyably with my friends at lunchtime.
25 I go out well with my friends during physical education and experiential learning classes at school.
31 Many friends around me are funny and friendly.
43 I get along a lotl with my friends at school.
101 I easily make friends at school.
Relationship with teachers 14 I have a good relationship with my class teacher.
38 My class teacher likes me.
56 I like my class teacher.
62 I respect my class teacher.
68 My class teacher kind to me.
74 My class teacher understands and acknowledges me.
80 I gladly greet my class teacher.
86 I am thankful to my class teacher.
School satisfaction 11 I am happy to go to school.
17 I like my school.
51 I enjoy classroom time.
53 School is the place that makes me happy.
77 I am comfortable when I go to school.
89 I am satisfied with my school life.

Note. N = 1,055.

Table 6
Correlation between Parenting Factors and Factors of School Adjustment
Parenting behavior Academic attitude/Rules compliance Relationship with peers Relationship with teacher School satisfaction
Warmth .41*** .40*** .43*** .41***
Reasoning .38*** .30*** .39*** .38***
Intrusiveness -.12*** -.11*** -.15*** -.16***
Coercion -.12*** -.14*** -.14*** -.15***
Neglect -.26*** -.23*** -.28*** -.23***

Note. N = 1,082.

*** p < .001.

Table 7
Correlation between Child Factors and Factors of School Adjustment
Child factors Academic attitude/Rules compliance Relationship with peers Relationship with teachers School satisfaction
Social ability
 Sociability .35*** .56*** .35*** .39***
 Popularity/Leadership .64*** .64*** .49*** .53***
 Interpersonal adaptability .34*** .19*** .23*** .25***
 Social participation .45*** .72*** .50*** .51***
Self-esteem .54*** .53*** .48*** .52***
Ego resilience .53*** .56*** .46*** .53***

Note. N = 1,082.

*** p < .001.

Table 8
Fit Index of Observed Model for Cross-Validation
χ2 df Q (χ2/df) TLI CFI RMR RMSEA
1850.178 399 4.637 .929 .935 .019 .058

Note. N = 1,082.

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