친구관계(Friendship)란 또래와의 관계 중에서도 특히 친밀한 관계를 맺은 대상과 자발적이고 지속적으로 의미 있는 상호작용을 나누는 것으로, 주로 두 친구의 관계에 국한되어 사용된다(이은해, 고윤주, 1999; Hartup; 1995). 반면 또래 관계(Peer Relationship)는 비슷한 나이의 집단에서 개인이 맺고 있는 일반적 관계를 나타내며, 주로 생물학적 연령이 강조된다는 점에서 친구관계와는 구별된다. 또래 및 친구의 관계는 모두 개인이 사회기술을 습득하도록 해주고, 주변으로부터 사회 정서적 지원을 받고 있다는 느낌을 통해 정서적 안정감을 누릴 수 있도록 도우며, 자아개념의 발달에 기여한다(Bukowski, Hoza, 1989). 따라서 또래 친구의 역할은 그 영향이 아동기에만 국한되는 것이 아니며, 성인기 이후의 사회적응에도 영향을 미친다는 것이 연구를 통해 증명되었다(Bagwell, Newcomb & Bukowski, 1998). 하지만 또래관계와 친구관계는 아동의 발달이나 적응과의 관계에서 차이가 있다. 또래 지위와 수용으로 측정되는 또래관계는 아동의 부적응을 더 잘 예측하는 반면, 친구관계는 자아존중감의 증진이나 행동문제 중재 등 긍정적 측면에 더 기여하는 것으로 밝혀지고 있다(Bukowski & Hoza, 1989; Vandell & Hembree, 1994). 더욱이 또래 집단에서 거부되거나 무시된 아동도 한 명 이상의 친한 친구를 가지고 있을 때 부적응의 위험이 낮아진다는 연구도 있어(김성해, 2000; 이현정, 1994; Parker & Asher, 1987), 또래 관계에서의 수용도 뿐 아니라 이원적 관계에서 아동이 맺는 친구관계에 대한 중요성이 더 부각되고 있다. 또한 친구관계에 관심을 둔 연구들은 크게 친구의 수, 친구 관계의 질 두 가지 측면에 초점을 맞추고 있는데(Parker & Asher, 1993), 아동과 청소년을 대상으로 친구관계를 측정할 때 행동적인 측면 보다는 친구관계에 대한 지각을 측정하는 것이 더 신뢰롭고 타당한 결과를 얻을 수 있다는데 많은 연구자들이 동의하고 있다(Furman, 1996; Mendelson & Aboud, 1999). 특히 친구관계의 질은 그 친구에 대한 행동과 유의미한 상관이 있다는 연구 결과가 있어, 청소년의 자기 보고를 통해 측정한 친구관계의 질에 대한 타당도를 더욱 높여주고 있다(Brendgen, Markiewicz, Doyle & Bukowski, 2001). 하지만 또래 지위나 또래 수용, 친구의 수와 같은 양적인 측면을 측정하는 것에 비해 친구관계의 질적인 측면을 평가할 수 있는 도구는 상대적으로 부족한 실정이다. 이에 본 연구에서는 친구관계의 질을 측정하는 질문지에 대한 신뢰도와 타당도를 검증하여, 친구관계의 질적인 측면에 대한 연구들이 더 폭넓게 이루어질 수 있는 토대를 마련하고자 한다.

한편, 초기 청소년기 시기는 부모의 영향에서 벗어나 또래 관계가 중요해질 뿐 아니라 또래 관계 기술의 변화와 발달이 활발하게 일어나는 시기이다(양윤란, 오경자, 2005). Sullivan(1953) 또한 중기 아동기부터 동성과의 단짝 친구관계가 발달하기 시작하여 청소년기로 갈수록 관계의 친밀감이 증가한다고 하였다. 이러한 것은 청소년기에 들어서며 또래들에 대한 정서적 의지와 소속감은 증가하고 부모에 대한 의존성은 하락하는 것이 정상 발달에서 일반적이기 때문으로 보인다(Buist, Dekovic', Meeus, & van Aken, 2002; Steinberg & Silverberg, 1986). 또한 아동기와 청소년기 모두에 있어 친구관계가 중요하기는 하나, 발달 단계에 따라 친구관계의 특성이 조금씩 달라진다. 어린 아동의 친구관계는 근접성, 유사성, 맥락 초월성(예: 다양한 상황과 장소에서 함께 시간을 보냄), 동료애로 특징 지워지는 (Matheson et al. 2007) 반면, 청소년기 친구 관계는 도움, 갈등 조절, 안정성, 신뢰감, 충실성, 친밀감을 특징으로 한다는 점에서 다소 차이가 있다(Berndt 1989, 1996; Bukowski, Hoza & Boivin, 1994; Parker & Asher 1993). 따라서 청소년기 관계는 보다 상호의존적이고 호혜적이라는 점에서 다른 시기의 우정과 구별될 수 있겠으며(Simpkins et al. 2006), 이러한 점에서 아동기와 청소년기 시기는 친구관계를 측정하는 도구가 분리되어야 한다고 본다.

친구관계의 질을 측정하는 도구들에는 Furman과 Buhrmester(1985)가 개발한 Network of Relationships Inventory(NRI), Parker와 Asher(1993) 이 개발한 Friendship Quality Questionnaire(FQQ), Bukowski, Hoza와 Boivin(1994)가 개발한 Friendship Quality Scale(FQS)가 있다. 이상의 도구들은 모두 친구에 대한 지각에 응답하게 되어 있으며, 친구관계의 긍정적 측면 뿐 아니라 부정적 측면도 포함하고 있다는 점이 공통적이다(이은해, 고윤주, 1999). 하지만 NRI 같은 경우에는 성인과의 관계도 측정에 포함시켰고, FQQ는 중기 아동기인 초등학교 3~5학년을 대상으로 표준화되었으며, FQS는 초기 청소년기의 집단을 대상으로 개발하고 타당도를 검증하였다는 차이점이 있다. 한편, 한국에서는 학령기 아동을 대상으로 이은해, 고윤주 (1999)가 개발한 친구관계의 질 척도가 타당화 되었으며, 아동을 대상으로 친구관계의 질을 측정한 연구들에서 주로 사용되고 있다. 또한 FQQ를 김은정(2010)이 번안하여 중, 고등학교 청소년을 대상으로 타당화한 한국판 친구관계 질 척도가 있다. 하지만 FQQ의 경우 원저자가 초등학교 3~5학년을 대상으로 개발한 문항을 번안하여 중, 고등학생을 대상으로 타당화 하였던 바, FQQ가 본래 청소년기의 학생을 위해 고안된 문항이 아니라는 한계점이 있다. 더불어 한국판 FQQ의 경우 35문항으로 FQS에 비해 문항수도 더 많다는 단점이 있다. 따라서 아동기와 구별된 청소년 시기의 친구관계를 더 타당하게 측정할 수 있고, 학교 현장 및 연구에서 간편하게 사용할 수 있는 척도가 필요해 보인다. 이에 본 연구에서는 초기 청소년기의 친구관계 질을 측정하기 위해 개발하였고, 다차원적으로 친구관계의 질을 측정할 수 있으면서도 문항 수가 적어 실시하기에 간편한 Friendship Quality Scale(FQS)을 번안 및 타당화하고자 한다(Bukowski, Hoza & Boivin, 1994).

본 연구는 서울 및 경기도에 위치한 초등학교와 중학교에 재학 중인 학생들의 대상으로 질문지를 실시하여 자료를 수집하였다.

총 485부를 배부하였고, 471부의 설문지를 수거하였으며, 이 중 일부 설문지 문항에 응답하지 않은 5부를 제외하고, 총 466개의 자료를 분석에 사용하였다. 초등학생이 296명(63.5%), 중학생 170명(36.5%)이었으며, 나이는 10세부터 14세에 분포하였고, 평균 나이는 12.07세였다. 성별로 보면 남자 236명(50.6%), 여자 230명(49.4%)이었다.

또한 변별 타당도를 검증하기 위해 완성된 친구관계 질 척도(FQS)를 임상 집단과 비임상 집단 20명에게 실시하여 변별 타당도를 검증하였다. 비임상 집단 자료는 눈덩이 표집을 통하여 서울 소재에 거주하는 초등학생 10명, 중학생 10명으로부터 수집하였다. 임상 청소년 집단의 자료는 진단과 치료를 목적으로 병원에 내원한 환자군을 대상으로 하였으며, 대상 환자군은 고기능 자폐스펙트럼장애(Autistic Spectrum Disorder), 주의력 결핍 및 과잉행동 장애(Attention Deficit and Hyperactive Disorder), 사회적 의사소통장애(Social Communication Disorder)로 분류된다.

친구관계 질 척도(Friendship Quality Scale: FQS)

본 척도는 Bukowski, Hoza와 Boivin이 개발한 FQS(Friendship Quality Scale)를 번안한 것이다. 척도 번안은 해당 언어국가에서 10년 이상 교육을 받아 영어와 한국어에 능통한 심리학 박사과정생 1인과 통번역을 전공한 전문 번역가 1인이 독립적으로 각 문항을 한국어로 번역하였다. 이렇게 완성된 번역본을 미국에서 7년여간 거주하여 한국어와 영어에 모두 능통한 박사과정생 1인에게 의뢰하여 역번역을 하였다. 번역본과 역번역본의 척도를 비교하여 역번역 자료가 일치하지 않는 문항들을 다시 전문 번역가에게 재번역을 의뢰하였다. 이렇게 완성된 번역본의 문항을 임상심리전문가 1인과 정신과전문의 1인이 최종 검토하였다.

FQS는 자신이 생각하기에 ‘가장 친한 친구’에 대한 반응으로, 동료애(4문항), 갈등(5문항), 도움(5문항), 안정성(5문항), 친밀감(5문항)의 총 5가지 척도로 구성되어 있다. 총 23개의 문항을 5점 리커르트 척도로 평정하고, 점수는 총점이 아닌 각 척도별로 산출된다. 척도 점수는 피험자들이 평정한 점수의 평균이며, 평균 점수가 높을수록 동료애, 갈등, 도움, 안정성, 친밀감이 높음을 나타낸다. Bukowski, Hoza 및 Boivin(1994)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 동료애 .71, 갈등 .77, 도움 .73, 안정성 .71, 친밀감 .77로 나타났다. 본 연구에서는 동료애 .63, 갈등 .65, 도움 .85, 안정감 .77, 친밀감 .82으로 나타났다.

또래관계기술 척도(Peer Relational Skill Scale: PRSS)

또래관계기술을 측정하기 위해 양윤란, 오경자(2005)가 개발하고 타당화한 또래관계기술 척도(Peer Relational Skill Scale: PRSS)를 사용하였다. 이 질문지는 초기 및 중기 청소년기에 해당하는 초등학교 4학년에서 중학교 3학년 학생을 대상으로 타당화 되어 있으며, 총 19개의 문항을 4점 리커르트 척도로 평정한다. 선행연구에서 PRSS의 내적 합치도(Cronbach's α)는 초등학생 집단의 경우 .81, 중학생 집단의 경우 .83이었으며(양윤란, 오경자, 2005), 본 연구에서는 .85였다.

또래애착 척도(Inventory of Parent and Peer Attachment-Reverse: IPPA-R)

또래 애착을 측정하기 위해 Armsden과 Greenberg(1987)가 개발하고 옥정(1998)이 번안한 부모 및 또래 애착 척도의 개정본(Inventory of Parent and Peer Attachment-Reverse: IPPA-R)에서 또래 애착 척도를 사용하였다. 각 문항은 5점 척도로 응답하게 되며, 점수가 높을수록 또래 애착이 높음을 나타낸다. 옥정(1998)에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 .92이었으며, 본 연구에서는 .86으로 나타났다.

자아존중감 척도(Rosenberg Self-Esteem Scale: RSE)

자아존중감 척도는 Rosenberg(1965)가 개발하였고, 국내에서 빈번히 사용되는 심리검사들을 모아 편찬한 “심리척도 핸드북 II”에 수록된 Rosengerg의 자아존중감 척도 문항을 사용하였다. Rosenberg의 자아존중감 척도는 총 10문항으로 구성되어 있으며, 자신에 대해 어떤 태도를 가지고 있는지를 5점 리커트 척도로 평정하게 되어 있다. 전체 점수가 높을수록 자아존중감이 높다는 것을 의미한다. 본 척도의 신뢰도 및 타당도를 검증한 이자경, 남숙경, 이미경, 이지희, 이상민(2009)의 연구에서 는 신뢰도 계수는 .75~.87이었으며, 본 연구에서는 .74로 나타났다.

본 연구의 모든 자료 분석은 SPSS 20과 AMOS 22을 이용하여 분석하였다. 우선 친구관계의 질 척도(FQS), 또래 기술척도(PRSS), 또래 애착척도(IPPA-R), 자아존중감척도(RSE)의 내적 일치도를 검증하기 위해 Cronbach's α 계수를 산출하였다. 이후 친구관계의 질 척도(FQS)의 요인 구조의 적합도를 판단하기 위해 최대 우도법(maximum likehood method)을 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 다음으로 친구관계의 질 척도(FQS)가 초등학생, 중학생 집단에 대해 동일하게 작용하는지 살펴보기 위하여 다집단 동등성 검증과 잠재평균분석을 실시하였다. 또한 친구관계의 질의 수렴 타당도를 검증하기 위해 친구관계의 질 척도(FQS)와 또래기술 척도(PRSS), 또래애착 척도(IPPA-R), 자아존중감 척도(RSE)의 상관을 구하였다. 마지막으로 친구관계의 질 척도(FQS)의 변별 타당도를 검증하기 위해 임상군과 비임상군의 차이를 알아보고자 t-test를 실시하였다.

친구관계의 질 척도(FQS)의 내적 합치도를 알아보기 위해 각 요인별로 내적 합치도와 문항-총점간 상관을 구하였다. 그 결과 9번, 14번 문항이 문항-총점 상관이 상대적으로 낮고, 문항 제거 시 내적 합치도가 크게 상승하였다. 따라서 9번과 14번 두 문항을 제거한 뒤, 최종 21개의 문항으로 척도를 구성하였다. 동료애의 α 계수는 .63이며, 문항-총점 간 상관은 .64~.73으로 양호하였다. 갈등의 α 계수는 .65이며, 문항-총점 간 상관은 .67~.74이었다. 도움의 α 계수는 .85이며, 문항-총점 간 상관은 .70~.85으로 높았다. 안정감의 α 계수는 .77이며, 문항-총점 간 상관은 .68~.80이었다. 친밀감의 α 계수는 .82이며, 문항-총점 간 상관은 .74~.80으로 나타났다.

확인적 요인분석

확인적 요인분석은 연구자가 이론을 바탕으로 설정한 요인 모형을 검증하는 방법이다(홍세희, 2009). 본 연구에서는 친구관계의 질 척도(FQS)의 구성 타당도를 확인하기 위해 원척도에서 제시된 5요인 모형에 대한 확인적 요인분석을 실시하였다. 경쟁모형으로는 ‘친밀감, 안정감, 도움’을 하나의 요인으로 통합한 3요인 모델을 상정하여 적합도를 산출하였다. Bukowski, Hoza와 Boivin(1994)의 연구 결과 ‘친밀감, 안정감, 도움’ 세요인 간에 강한 관련성이 나타났다. 저자들은 위의 세 요인은 다른 요인에 비해 더욱 정서성이 부가된 요인이기 때문이라고 해석하며, 친구관계에 대해 느끼는 정서적인 질을 측정하고자 한다면, 친밀감, 안정성, 도움 요인을 하나의 요인으로 통합할 수도 있겠다고 제안하였다. 이 같은 Bukowski, Hoza 및 Boivin(1994)의 논의를 바탕으로 본 연구에서는 5요인 모델에 대한 경쟁 모형으로 3요인 모델을 설정하였다.

바람직한 적합도 지수는 표본 크기에 민감하지 않고 모형의 간명성을 고려한 동시에 명확한 해석 기준이 확립된 적합도 지수이다. 그러나 χ² 검증의 영가설은 지나치게 엄격하여 모형이 쉽게 기각되며 표본 크기에 민감게 영향을 받는 문제가 있다. 이에 χ²검증 에서 모형이 적합하지 않은 것으로 결과가 제시되더라도, 다른 적합도 지수를 고려하여 종합적으로 판단하는 것이 중요하다(홍세희, 2000). 따라서 본 연구에서는 CFI, TLI, RMSEA의 세 가지 적합도 지수(fit index)를 중심으로 적합도를 평가하였다. 각 적합도 지수의 기준은 다음과 같은데, TLI와 CFI는 .90이상 이면 좋은 적합도를 나타내고(Bentler, 1990; Tucker & Lewis, 1973), RMSEA는 .06이하이면 매우 좋은 적합도, .06~.08사이면 좋은 적합도로 해석한다(Hu & Bentler, 1999). 위의 모형에 대해 확인적 요인분석을 실시한 결과는 표 1에 정리하여 제시했다. 표 1에서 보는 바와 같이 모형 1의 적합도는 χ²(186)=512.18, TLI=.888, CFI=.910, RMSEA=.063으로 비교적 양호한 수준으로 나타났다. 원척도의 저자가 이론적으로 구성한 5요인 모형(모형2)의 경우에는. 적합도 지수는 χ²(179)=452.53, TLI=.902, CFI=.924, RMSEA=.059으로 매우 좋은 수준으로 나타났다. χ²차이검증 결과(Δχ²(7, N=466) =59.652, p<.001) 두 모형 간에 유의미한 차이가 확인되었으며, 모형1(3요인)에 비해 모형2(5요인)의 적합도 지수 또한 다소 상승하였다. 따라서 모형 적합도가 더 높고, 보다 간명하며, 척도 원저자의 이론적 구조와도 합치하는 5요인 모형을 채택하였다.

5요인 모형의 경우 각 요인에 대한 문항들의 요인계수는 .45~.83으로 모두 유의미하였다. 그림 1에는 5요인 모형에 대한 표준화된 요인 부하량이 제시되어 있다. 이러한 결과를 통해 친구관계의 질은 원 저자가 제시한 바와 같이 다차원으로 구성되어 있음을 확인할 수 있었다.

다집단 동등성 검증 및 잠재평균 분석

다집단 분석은 집단 간 요인구조가 같은지 확인하고자 하는 경우 실시하는 방법으로(홍세희, 2001), 본 연구에서는 초등학교, 중학교 집단 간에 이론적 구조가 같은지 검증하고자 다집단 분석을 실시하였다.

우선 학교급별로 5요인 모형의 이론적 구조의 동등성을 검증하기 위해 적합도 지수를 산출한 결과 RMSEA가 초등학교는 .055, 중학교는 .067로 두집단 모두에서 5요인 모형의 적합도 지수가 양호하게 나타났다(표 2). 이를 확인한 후, 두 집단 간의 동등성 검증을 위해 형태 동일성, 측정 동일성, 절편 동일성을 살펴보았다. 먼저 초등학교, 중학교 집단을 대상으로 동일화 제약을 강하지 않은 5요인 모형을 분석함으로써 형태 동일성을 검증하였다. 표 3와 같이 TLI의 값이 .899, CFI 값이 .921, RMSEA 값이 .042로 양호한 적합도를 보여, 형태 동일성이 검증되었다.

다음으로 측정 동일성 검증을 위해 두 집단의 요인 계수가 동일하다고 가정한 모형을 아무런 제약을 가하지 않은 모형과 차이검증을 하였다. 두 모형 간에 χ² 차이값은 10.912, 자유도 의 차이값은 16으로 .05수준에서 차이가 유의미하지 않았다. 또한 TLI, CFI, RMSEA 값의 변화 또한 유의미하지 않아, 측정동일성 또한 성립됨을 알 수 있다. 이러한 결과는 본 척도의 문항들이 초·중학생 집단에게 동일하게 기능하고 있음을 나타낸다. 따라서 본 척도가 두 집단을 대상으로한 공용척도로 사용할 수 있음이 검증되었다.

초등학생·중학생 간의 절편동일성을 검증하기 위해 두 집단의 절편이 동일하다고 가정한 모형을 측정동일성 모형과 비교하였다. 검증 결과 χ² 차이값은 24.286, 자유도 차이값은 21로 .05수준에서 차이가 유의미하지 않았으며, 측정 동일성과 절편 동일성의 CFI, TLI, RMSEA 값이 거의 일치하는 것으로 나타나, 절편 동일성 또한 확보되었다(표 3).

이 같이 형태 동일성, 측정동일성, 절편동일성이 성립됨에 따라, 학교급에 따라 척도의 잠재 평균에 차이가 있는지 분석하였다. 분석 결과, 동료애, 갈등, 도움, 안정감, 친밀감 모두에서 집단간 잠재평균의 차이가 유의미하지 않은 것으로 나타났다(표 4).

수렴 타당도

친구관계의 질 척도(FQS)의 수렴 타당도를 확인하기 위해 친구관계의 질 척도(FQS)와 다른 질문지(또래관계기술 척도, 또래애착척도, 자아존중감 척도)와의 상관을 살펴보았다. 결과는 표 5에 제시되어 있다.

우선 또래관계 기술척도(PRSS)와의 상관을 살펴본 결과, 동료애와는 .52, 갈등과는 -.13, 도움과 .51, 안정감과 .52, 친밀감과 .59로 모두 유의미하였다.

다음으로 또래애착 척도(IPPA-R)와의 상관을 살펴본 결과, 동료애와는 .54, 갈등과는 –27, 도움과 .67, 안정감과 .54, 친밀감과 .61로 모든 하위 척도와 유의미한 상관을 나타내었다.

마지막으로 친구관계의 질과 높은 자존감과도 관련되어 점이 선행 연구를 통해 입증되었던 바(Berndt, Hawkins & Jiao, 1999, Raboteg- Saric, Sakic, 2014), 친구관계의 질 척도와 자아 존중감 척도의 상관을 산출하였다. 이 결과 동료애와는 .32, 갈등과는 -.19, 도움과는 .39, 안정감과 .32, 친밀감과는 .34로 모두 유의미한 수준의 상관이 나타났다.

변별 타당도

친구관계 질 척도(FQS)의 변별 타당도를 알아보기 위해, 일반 집단과 임상 집단의 평균 차이를 확인하였다(표 6). 일반집단과 임상 집단은 친구관계의 질 하위척도 중 동료애, 도움, 안정감, 친밀감에서 유의미하였으며, 일반집단이 임상집단에 비해 평균 점수가 더 높은 것으로 나타났다. 반면, 하위 척도인 갈등에서는 평균 차이가 유의미하게 나타나지 않았다. 이러한 결과로 보아 임상 집단의 경우 친구 관계에서 동료애, 도움, 안정감, 친밀감을 적게 느끼는 경향이 있음을 알 수 있다. 하지만 친구관계에서 경험하는 갈등은 임상 집단과 일반 집단 간에 큰 차이가 없는 것으로 나타났다.

본 연구의 목적은 친구관계 질 척도(FQS)의 신뢰도와 타당도를 확인하는데 있었다. 연구 결과, 친구관계 질 척도(FQS)의 내적 합치도 및 문항-총점 상관계수가 양호하게 나타나 신뢰로운 검사로 확인되었다. 더불어 원척도의 요인구조를 따라 확인적 요인분석을 실시한 결과, 원척도대로 5개의 요인이 확인되었다. 더불어 친구관계 질 척도는 사회적 기술을 측정하는 또래관계기술 척도, 또래애착척도와 높은 상관을 나타내었고, 자아존중감 척도와도 유의미한 정적 상관이 확인되었다. 또한 갈등 척도를 제외하고는 임상 집단과 일반 집단 청소년의 FQS 평균 점수에 유의미한 차이가 있음이 밝혀졌다. 이러한 결과를 볼 때, FQS의 신뢰도와 타당도가 매우 양호하다고 할 수 있겠다.

본 연구의 결과를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 우선, 친구관계 질 척도(FQS)의 신뢰도 검증 결과 원척도에서와 달리 9번과 14번 문항이 내적 합치도 또한 저하하는 것으로 나타나 삭제하였다. 안정감 요인에 속한 9번 문항(친구와 싸운 후 내가 사과를 해도 친구는 나에게 화가 나 있을 것이다)은 중학생 집단에 비해 초등학생 집단에서 문항-총점 상관이 더욱 낮게 나타났다. 9번 문항이 경우 다른 문항들과 달리 타인의 입장이나 감정에 대해 조망하해야 했던 바, 이에 대해 적절히 이해하고 반응하기 더욱 어려웠을 것으로 짐작된다. 반면, 동료애 요인에 속한 14번 문항(나와 친구는 방과 후나 주말에 서로의 집에 놀러간다)의 경우에는 단순한 문장 구조임에도 불구하고 동료애와의 상관 및 부하량이 낮았다. 이 같은 결과는 청소년들의 경우 서로의 집에 놀러가는 것과 동료애와의 관련성을 낮게 지각함을 반영하는 것으로 보인다. 이는 사교육이 활성화되며 방과 후에 친구들과 어울리는 문화가 적어진 사회문화적 변화에서 기인한 것으로 여겨진다. 따라서 친구관계의 질 척도를 최종 21문항으로 수정하였는데, 이 결과 23개의 문항을 사용했을 때 보다 내적 합치도가 더욱 상승하였다. 따라서 우리나라 청소년들의 친구관계의 질을 평가하는데 있어서는 FQS의 원문항을 그대로 사용하는 것 보다는 축소된 21개의 문항을 사용하는 것이 더 적절하다고 볼 수 있겠다. 하지만 이러한 차이점이 한국과 미국 청소년의 문화 차이에서 오는 결과인지, 연구 표본이나 문항 해석 과정에서 나타난 차이인지 확실히 하기 위해서는 후속 연구가 필요하리라 생각된다.

둘째로 원척도의 요인구조에 따른 5요인(동료애, 갈등, 도움, 안정감, 친밀감) 모형과 경쟁모형인 3요인 모형으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 이 결과 5요인 모형이 적합도 지수가 더 좋고, 간명한 모형으로 나타나, 최종적으로 5요인 모형을 채택하였다. 따라서 친구관계의 질은 원 저자가 제시한 바와 같이 다차원으로 구성되어 있으며, 이러한 구조가 국내 청소년들에게도 적용 가능한 것으로 확인되었다.

둘째로 친구관계 질 척도(FQS)가 초등학교·중학교 학생들에게 공용으로 사용될 수 있는지 검증하기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 분석 결과, 초등학생과 중학생 모두에서 5요인 모형의 적합도 지수가 양호하게 나타났다. 또한 형태 동일성, 측정동일성, 절편 동일성이 모두 확보되어, 초등학생과 중학생 집단간에 구인동등성이 검증되었다. 이를 통해 친구관계 질 척도(FQS)가 초등학생과 중학생 모두에게 사용될 수 있는 척도임이 밝혀졌다.

셋째로 본 연구에서는 또래관계기술 척도(PRSS), 또래애착 척도(IPPA-R), 자아존중감척도(RSE)와의 상관이 모두 높은 수준으로 나타나 친구관계의 질 척도(FQS)가 수렴 타당도 또한 높은 것으로 확인되었다. 이는 선행 연구의 결과와도 일치하는 바이다(김은정, 2010, Berndt, Hawkins & Jiao, 1999, Raboteg-Saric & Sakic, 2014).

마지막으로 또래 관계의 어려움을 보고하였던 임상 집단과 일반 집단에 있어 친구관계 질 척도(FQS)의 평균 점수 차이가 유의미하게 나타나, 민감한 변별 타당도를 지닌 것으로 나타났다. 반면, 친구관계의 질(FQS)의 갈등 요인에서는 임상 집단과 일반 집단 간의 차이가 유의미하지 않았다. 이러한 것은 친구관계에서 갈등과 경쟁이 있다는 것은 어떤 의미에서 당연하다고 볼 수 있다는주장과도 일치하는 결과로 보인다(Shantz & Hobart, 1989). 또한 이 같은 결과는 임상 집단이나 일반 집단 모두 친구관계에서 유사한 수준의 갈등을 경험하나, 이를 적응적으로 해결하여 친구관계를 더 깊이 있게 형성하는 데에는 차이가 있음을 시사하는 결과로 여겨진다.

이상의 결과를 고려해 볼 때, 친구관계의 질 척도(FQS)는 우리나라 청소년의 친구관계 질을 측정하기 위한 도구로써 신뢰도 및 타당도를 갖는 것으로 보인다. 더불어 본 연구의 결과는 친구관계 질 척도(FQS)의 타당화 작업을 넘어서 청소년들의 친구관계에 대한 몇 가지 의의와 시사점을 가진다고 볼 수 있다.

첫째로 친구관계의 질 척도(FQS)는 친구 관계에 대한 개인의 지각을 측정한다는 점이다. 따라서 친구관계에 대한 연구에서 친구관계의 질 척도(FQS)를 활용한다면, 단순히 또래에 대한 수용도나 행동적인 측면(사회적 기술)을 평가하는데 그치지 않고, 친구관계에 대한 개인의 표상과 주관적인 경험이 어떠한지 확인할 수 있을 것으로 기대되며, 이는 청소년의 친구관계를 더욱 다양한 차원에서 평가하도록 도와줄 것으로 보인다.

둘째로 친구관계의 질 척도(FQS)가 또래 기술, 자아존중감과 유의미한 상관이 있다는 점에 주목해 볼 필요가 있다. 이러한 결과를 통해 친구관계의 질 척도(FQS)가 취약한 아동을 선발해내는 데 있어 매우 유용한 기초 자료가 될 수 있음을 확인 할 수 있다. 더욱이 친구 관계에 대한 지각을 측정하는 친구관계 질이 친구에 대한 실제 행동과도 유의미한 관련성이 있다는 점이 선행 연구를 통해서도 지지되고 있는 바(Brendgen, Markiewicz, Doyle & Bukowski, 2001), 친구관계 질 척도(FQS)를 활용하여 적응상의 어려움이 예상되는 청소년을 구별해 낼 수 있을 뿐 아니라 실제 친구 관계에서 청소년들이 나타낼 행동을 예측하는데 또한 활용될 수 있을 것으로 기대된다.

셋째로 임상 집단과 일반 집단의 친구관계의 질의 차이를 비교한 결과, 갈등 차원에서는 유의미한 차이가 발견되지 않았다는 점은 치료적 개입에 있어 시사하는 바가 크다고 본다. 이 같은 결과는 임상 집단이나 일반 집단이나 친구관계에 있어 갈등이 일어나는 것은 유사하나, 이를 해결하는 데 있어 차이가 있음을 반영하는 결과로 보인다. 따라서 사회기술 프로그램들을 계획할 시에 사회적 갈등 상황에서 이를 해결하는 방법을 훈련하는 데 초점을 둔다면 프로그램의 효과를 높이는 데 더욱 도움이 될 것으로 여겨진다.

끝으로 본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언점들은 다음과 같다. 우선, 본 연구의 표집이 서울 및 경기 지역에 소재한 청소년들로 한정되어 있기 때문에 결과를 일반화 하는데 다소 어려움이 있을 수 있다. 후속 연구에서는 보다 다양한 지역이 청소년을 대상으로 자료를 수집할 필요가 있어 보인다.

또한 본 연구에서는 재검사 신뢰도에 대한 측정이 포함되어 있지 않아, 친구관계의 질이 시간 경과에도 불구하고 안정적으로 측정되는지 확인하기 어렵다는 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 시간 간격을 두고 자료를 수집하여 검사-재검사 신뢰도를 확보할 필요가 있겠다.

마지막으로 본 연구에는 9번과 14번 문항이 내적 합치도를 저해하여 제거하였다. 하지만 이러한 결과가 한국과 미국의 문화 차이에서 기인한 것인지, 번역 과정에서 문항의 의미가 적절히 전달되지 않았기 때문인지 명확히 확인하기 어려운 부분이 있다. 따라서 이에 대한 추가적인 연구들이 이루어져야 할 것으로 보인다.