2013년 5월 10일에서 5월 31일까지 부산광역시 소재 중·고등학생을 970명을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 먼저 부산시내 학교 중 설문실시 요청을 수락한 중학교 2개교, 고등학교 2개교를 대상으로 한 학교당 성별을 고려하여 학년 별 3반씩 표집하였다. 설문에 응한 학생은 총 970명이었고, 이 중 불성실하게 응답한 학생의 설문지 9부를 제외한 961부를 본 연구에서 분석하였다. 연구대상의 인구통계학적 특징은 표 1과 같다.

중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형

김정남(2008)이 개발한 중·고등학생을 위한 학교적응척도 78문항을 본 연구에서 단축형으로 개발한 척도이다. 단축형 척도는 학업(6문항), 심리적 안정감(4문항), 사회관계(6문항), 학교생활(4문항)으로 총 20문항이며, 측정방법은 Likert식 5점 척도로 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(아주 그렇다)으로 구성되어 있다. 단축형 척도의 점수가 높을수록 학교적응수준은 높다고 해석한다. 원척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .94이고, 학업 .91, 심리적 안정성 .85, 사회관계 .92, 학교생활 .84이었다. 본 연구에서 단축형 신뢰도(Cronbach's α)는 .87이며, 학업 .86, 심리적 안정성 .74, 사회관계 .79, 학교생활 .76이다.

학교적응척도(School Adjustment: SA)

본 연구에서는 준거타당도를 알아보기 위한 척도로 김아영(2002)이 제작한 학교적응척도를 사용하였다. 김아영(2002)은 이숙주(2000)와 조영미(1999)의 학교생활적응 척도를 근거로 제작하였고, 대상은 초등학생에서 대학생까지이며, 교사관계, 교우관계, 학교수업, 학교규칙으로 각각 5문항 총 20문항으로 구성되어 있다. 측정방법은 Likert식 6점 척도로 1점(전혀 그렇지 않다)에서 6점(매우 그렇다)으로 구성되어 있다. 각 요인들의 신뢰도(Cronbach's α)는 교사관계 .80, 교우관계 .80, 학교수업 .75, 학교규칙 .72로 나타났다. 본 연구에서 신뢰도(Cronbach's α)는 .87이며, 교사관계 .79, 교우관계 .80, 학교수업 .70, 학교규칙 .71이다.

학교생활부적응척도

학교생활부적응은 문선모(1997)의 척도를 이혜경(2009)이 초등, 중등, 고등학생들에게 적용 가능하도록 수정한 것을 사용하였다. 학습관련태도(5개 문항), 학교에서의 행동(5개 문항), 학교행사 관계(5개 문항) 등으로 총 15문항이며, 측정방법은 Likert식 4점 척도로 1점(전혀 그렇지 않다)에서 4점(매우 그렇다)으로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 부적응수준은 높다고 해석한다. 본 검사의 신뢰도(Cronbach's α)는 .89이다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 .84이며, 학습관련태도 .72, 학교에서의 행동 .63, 학교행사 관계 .74이다.

먼저 오영희(2011)가 한국인 용서척도 단축형 개발에 사용한 방법으로 중·고등학생을 위한 학교적응척도의 단축형을 개발하였다. 김정남(2008)이 개발한 중·고등학생을 위한 학교적응척도 78문항 중에서 다음 기준을 사용하여 20문항을 선정하였다. 첫째, 김정남이 2008년 학교적응척도 개발과정에서 교사들을 대상으로 실시한 개방형 설문지 ‘학생들의 학교적응정도를 어떻게 알 수 있습니까?’라는 질문에서 응답빈도가 높은 문항을 기준으로 하였다. 둘째, 하위척도별 문항-하위척도 점수와 상관이 높은 것( .60 이상)을 기준으로 하였다. 셋째, 중·고등학생을 위한 학교적응척도(김정남, 2008)의 하위척도인 학업, 심리적 안정감, 사회관계, 학교생활 4가지 척도의 비율을 반영하였다.

개발된 중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형의 타당도를 확인하기 위해 먼저 설문조사를 실시하였다. 설문대상은 부산광역시 소재 중학교 2개교, 고등학교 2개교를 급별, 학년별, 남녀 성별을 고려하여 선정하였다. 설문은 2013년 5월 10일에서 5월 31일까지 실시되었고, 총 970부가 회수되었는데 이 중 불성실하게 응답한 설문지 9부를 제외한 961부를 분석자료로 사용하였다.

개발된 중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형의 신뢰도를 알아보았고, 구인타당도를 위해 탐색적 요인분석, 그리고 확인적 요인분석을 실시하였다.

또한, 남녀 성별과 중학교 고등학교의 급별에 따른 요인동등성을 검증하기 위해 다집단 요인분석(multi-group factor analysis)을 하고자 하였다. 이를 위해 형태 동일성(configural invariance), 측정 동일성(metric invariance), 절편 동일성(scalar invariance)의 가정이 성립되는지를 확인하였다(Hong, Malik, & Lee, 2003). 준거관련타당도를 위해 학교적응척도(김아영, 2002), 학교부적응척도(이혜경, 2009)와의 상관분석을 실시하였다.

자료분석은 SPSS Windows 19.0과 AMOS 7.0 프로그램을 사용하였고, 통계방법은 Cronbach’s α, 평균, 표준편차, Pearson r, χ²,탐색적 요인분석, 확인적 요인분석, 형태 동일성(configural invariance)검증, 측정 동일성(metric invariance)검증, 절편 동일성(scalar invariance)검증을 실시하였다.

중·고등학생을 위한 학교적응척도의 단축형을 개발하기 위해 오영희(2011)가 한국인 용서척도 단축형 개발에 사용한 방법을 활용하였다. 먼저 김정남(2008)이 개발한 중·고등학생을 위한 학교적응척도 78문항 중에서 다음 기준을 사용하여 20문항을 선정하였다. 첫째, 김정남이 2008년 학교적응척도 개발과정에서 교사들을 대상으로 실시한 개방형 설문지 ‘학생들의 학교적응정도를 어떻게 알 수 있습니까?’라는 질문에서 응답빈도가 높은 문항을 기준으로 하였다. 둘째, 하위척도별 문항-하위 척도 점수와 상관이 높은 것(.60 이상)을 기준으로 하였다. 셋째, 중·고등학생을 위한 학교적응척도(김정남, 2008)의 하위척도인 학업, 심리적 안정감, 사회관계, 학교생활 4가지 척도의 비율을 반영하였다. 위의 세 가지 기준을 고려해서 최종 선정된 문항은 학업 6문항, 심리적 안정감 4문항, 사회관계 6문항, 학교생활 4문항으로 총20문항으로 문항내용은 표 2와 같다.

신뢰도 분석

김정남(2008)이 개발한 원척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .94이고, 학업 .91, 심리적 안정성 .85 사회관계 .92, 학교생활 .84이었다. 본 연구에서 단축형 신뢰도(Cronbach's α)는 .87이며, 학업 .86, 심리적 안정성 .74, 사회관계 .79, 학교생활 .76로 중간수준 이상의 신뢰도를 보였다.

구인타당도 검증

탐색적 요인분석. 단축형 척도의 구성타당도를 알아보기 위해 요인분석을 실시하였다. 단축형 척도의 문항의 수가 본 척도와 다르기 때문에 탐색적 요인분석을 다시 실시하였다. 표본의 적합성을 알아보는 KMO (Kaiser-Meryer-Olikn)지수는 .819로서 문항간 상관이 좋은 것으로 나타났고, 구형성 검증을 위한 Battlett's sphericity test 값은 26220.384(df= 190, p<.001)로 요인분석이 적합한 자료임이 확인되었다. 요인추출방법은 주성분분석으로 회전 방법은 Kaiser 정규화가 있는 베리멕스로 하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과는 표 3과 같다.

7요인 20문항의 총설명량은 72.72이다. 위의 결과를 놓고 박사학위를 가진 통계전문가 2인과 의논하여 요인의 간명성을 고려한 원척도와 같이 3요인 4요인 6요인을 합쳐 사회관계요인으로 묶고, 5요인과 7요인을 합쳐 학교생활요인으로 명명하였다. 따라서 중·고등학생을 위한 학교적응척도의 단축형은 4요인 구조를 갖는다. 즉 학업(6문항), 심리적 안정성(4문항), 사회관계(6문항), 학교생활(4문항) 총 20문항이다.

요인분석을 통해 드러난 하위요인들의 적절성 여부를 판정하기 위해 각 하위영역과 문항 전체의 합과의 상관 그리고 하위 내용 영역간의 단순 상관을 분석하였다. 그 결과는 표 4와 같다.

각 하위영역과 전체문항의 합과의 상관을 분석한 결과 학업, 사회관계는 상관계수가 .7 이상 높게 나타났다. 그러나 심리적 안정성은 상관계수가 .513으로 다른 영역보다 낮았지만 .3 이상으로 나와서 한 척도로 볼 수 있다. 각 하위영역간의 상관을 분석한 결과 학업과 사회관계영역은 r=.37, 학업과 학교생활 r=.39, 사회관계와 학교생활이 r=.44로 비교적 높게 나타났다. 그러나 심리적 안정성은 학업과는 .075, 사회관계와는 .240, 학교생활과는 .169로 상관이 낮게 나타났다.

확인적 요인분석. 본 요인구조 모형의 적합성에 대한 확인적 요인분석을 위해 일반적으로 쓰이는 χ²검증, 표본의 영향을 덜 받는 CFI(comparative fit index), 표본의 크기에 민감하지 않고 모형의 간명성을 선호하는 지수인 NNFI(Normed fit index)와 RMSEA(root mean square error of approximation) 등을 사용하였다. NNFI, CFI는 .90이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 간주되고, RMSEA 값이 .05미만이면 좋은 적합도, .08미만이면 괜찮은 적합도, .10미만이면 보통 적합도, .10보다 크면 나쁜 적합도로 간주된다(홍세희, 2000). 확인적 요인분석 결과는 그림 1과 표 5와 같다.

학교 급별 다집단 요인분석

학교 급별에 따른 학교적응척도의 다집단 요인분석(multi-group factor analysis)을 통해 요인동등성을 검증하고자 하였다. 이를 위해 형태 동일성(configural invariance), 측정 동일성(metric invariance), 절편동일성(scalar invariance)을 확인하였다(Hong, Malik, & Lee, 2003)

형태 동일성 검증. 학교 급별 대한 형태 동일성을 검증하기 전 다집단 요인분석을 위해 경쟁모형을 설정하여 가장 적합한 모형이 각 집단에서 동일하게 선정되는지 확인하였다. 경쟁모형을 1요인으로 보는 모형과 학교적응척도 단축형의 4요인 모형로 설정하였다. 급별 경쟁모형의 학교적응척도의 적합도 지수는 표 6에 제시되어 있다.

표 6에 제시한 바와 같이 중학생과 고등학생 모두 1요인 모형보다 4요인 모형이 적합도가 매우 우수한 것으로 나타났다. 따라서 4요인 모형이 형태동일성을 만족시키는 모형으로 채택되었다.

측정 동일성. 측정 동일성 검증을 위해 중학교와 고등학교 집단 사이의 요인계수가 동일하다는 동일화 제약을 가한 측정동일화제약모형과 요인계수에 아무런 제약을 가하지 않은 기저모형간의 χ² 차이검증을 실시하였다. 그 결과는 표 7과 같다.

급별에 따른 측정 동일성 모형-기저모형은 χ²dif_{측정-기저}(16)= 19.91(p<.25)로 χ²의 임계역이 .25수준에서 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타나 측정동일성이 성립되었다. 또한 적합도 지수를 비교한 결과 RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI) 모두 유사한 값을 보여 측정 동일성이 확보되었다. 이 결과는 본 척도가 중학생과 고등학생을 대상으로 한 공용척도로 사용할 수 있다는 것이 검증되었다.

절편동일성 검증. 형태동일성과 측정동일성이 검증되었으므로 절편 동일성을 검증하였다. 절편 동일성 가정은 동일화 제약을 가한 측정 동일화 제약 모형과 각 측정변수의 절편까지 동일하다고 제약을 가한 절편 동일화 제약 모형의 적합도를 비교하여 검증할 수 있다. 비교한 결과는 표 8과 같다.

급별에 따른 측정동일화 제약모형과 절편동일화제약 모형간의 χ²dif_{측정/절편동일화제약-측정동일화}(20)= 100.6(p<.01)로 χ²의 임계역이 .01수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타나 절편동일성이 기각되었다. 그러나 모형의 적합도를 평가하는 데에 χ² 값은 표집크기에 영향을 많이 받는다는 문제점을 가지고 있기 때문에(홍세희, 2000; Hong et. al., 2003) RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI)를 고려하였다. 측정동일화 제약모형과 측정/절편동일화 제약모형의 RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI)의 적합도 지수를 비교한 결과 유사한 값을 보여 절편동일성이 검증되었다고 해석할 수 있다. 그러므로 관찰된 평균의 차이는 잠재특성에 대한 집단 간 차이를 반영한다고 간주하였다.

남녀 성별 다집단 요인분석

남녀 성별에 따른 학교적응척도의 다집단 요인분석(multi-group factor analysis)을 통해 요인동등성을 검증하고자 하였다. 이를 위해 형태 동일성(configural invariance), 측정 동일성(metric invariance)을 확인하였다(Hong et al., 2003).

형태 동일성 검증. 남녀 성별 대한 형태 동일성을 검증하기 전 다집단 요인분석을 위해 경쟁모형을 설정하여 가장 적합한 모형이 각 집단에서 동일하게 선정되는지 확인하였다. 경쟁모형을 1요인으로 보는 모형과 학교적응척도 단축형의 4요인 모형으로 설정하였다. 남녀 성별 경쟁모형의 학교적응척도의 적합도 지수는 표 9에 제시되어 있다.

표 9에 제시한 바와 같이 남학생과 여학생 모두 1요인 모형보다 4요인 모형이 적합도가 매우 우수한 것으로 나타났다. 따라서 4요인 모형이 형태동일성을 만족시키는 모형으로 채택되었다.

측정 동일성. 측정 동일성 검증을 위해 남학생과 여학생 집단 사이의 요인계수가 동일하다는 동일화 제약을 가한 측정 동일화제약모형과 요인계수에 아무런 제약을 가하지 않은 기저모형간의 χ² 차이검증을 실시하였다. 그 결과는 표 10과 같다.

성별에 따른 두 모형간의 차이검증결과 χ² dif_{기저-측정동일화}(16)= 22.8(p<.25) χ²의 임계역이 .25수준에서 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타나 측정동일성이 성립되었다. 또한 적합도 지수를 비교한 결과 RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI) 모두 유사한 값을 보여 측정 동일성이 확보되었다. 이 결과는 본 척도가 남학생과 여학생을 대상으로 한 공용척도로 사용할 수 있다는 것이 검증되었다.

절편동일성 검증. 형태동일성과 측정동일성이 검증되었으므로 절편 동일성을 검증하였다. 절편 동일성 가정은 동일화 제약을 가한 측정 동일화 제약 모형과 각 측정변수의 절편까지 동일하다고 제약을 가한 절편 동일화 제약 모형의 적합도를 비교하여 검증할 수 있다. 비교한 결과는 표 11과 같다.

성별에 따른 측정동일화 제약모형과 절편동일화제약 모형간의 χ² 차이 값은 χ²dif_{측정/절편동일화제약-측정동일화}(20)= 45(p<.01)로 χ²의 임계역이 .01수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타나 절편 동일성의 가정은 기각되었다. 그러나 모형의 적합도를 평가하는 데에 χ² 값은 표집크기에 영향을 많이 받는다는 문제점을 가지고 있기 때문에(홍세희, 2000; Hong et al., 2003) RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI)를 고려하였다. 측정동일화 제약모형과 측정/절편동일화 제약모형의 RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI)의 적합도 지수를 비교한 결과 유사한 값을 보여 절편동일성이 검증되었다고 해석할 수 있다. 그러므로 관찰된 평균의 차이는 잠재특성에 대한 집단간 차이를 반영한다고 간주하였다.

준거관련 타당도 검증

중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형의 준거관련 타당도를 위해서 학교적응척도(김아영, 2002), 한국형 정신건강척도(K-MHC-SF), 학교부적응척도(이혜경, 2009)와의 상관분석을 실시하였다. 그 결과는 표 12와 같다.

상관분석을 한 결과를 중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형의 하위요인별로 살펴 보면, 학업은 학교적응척도(김아영, 2002)의 교사관계(r=.481, p<.001), 교우관계(r=.334, p<.001), 학교수업(r=.607, p<.001), 학교규칙(r=.423, p<.001), 학교적응척도합(r=.616, p<.001)과는 .3 이상의 높은 정적상관을 보였다. 또한 학교부적응척도(이혜경, 2009)의 학습관련태도(r=-.586, p<.001), 학교에서의 행동(r=-.350, p<.001), 학교행사관계(r=-.386, p<.001), 학교부적응척도합(r=-.580, p<.001)은 -.3이상의 높은 부적상관을 보였다.

심리적 안정성은 학교적응척도(김아영, 2002)의 교우관계(r=.358, p<.001), 학교적응척도합(r=.309, p<.001)과는 .3 이상의 높은 정적상관을 보였다. 또한 학교부적응척도(이혜경, 2009)의 학습관련태도(r=-.323, p<.001), 학교부적응척도합(r=-.330, p<.001)은 -.3이상의 높은 부적상관을 보였다.

사회관계는 학교적응척도(김아영, 2002)의 교사관계(r=.527, p<.001), 교우관계(r=.483, p<.001), 학교수업(r=.401, p<.001), 학교규칙(r=.361, p<.001), 학교적응척도합(r=.580, p<.001)과는 .3 이상의 높은 정적상관을 보였다. 또한 학교부적응척도(이혜경, 2009)의 학습관련태도(r=-.352, p<.001), 학교에서의 행동(r=-.339, p<.001), 학교행사관계(r=-.372, p<.001), 학교부적응척도합(r=-.431, p<.001)은 -.3이상의 높은 부적상관을 보였다.

학교생활은 학교적응척도(김아영, 2002)의 교사관계(r=.468 p<.001), 교우관계(r=.339, p<.001), 학교수업(r=.502, p<.001), 학교규칙(r=.554, p<.001), 학교적응척도합((r=.608, p<.001)과는 .3 이상의 높은 정적상관을 보였다. 또한 학교부적응척도(이혜경, 2009)의 학습관련태도(r=-.411, p<.001), 학교에서의 행동(r=-.365, p<.001), 학교행사관계(r=-.435, p<.001), 학교부적응척도합(r=-.492, p<.001)은 -.3이상의 높은 부적상관을 보였다.

단축형척도(합)는 학교적응척도(김아영, 2002)의 교사관계(r=.598, p<.001), 교우관계(r=.530, p<.001), 학교수업(r=.625, p<.001), 학교규칙(r=.518, p<.001), 학교적응척도합(r=.746, p<.001)과는 .5 이상의 매우 높은 정적상관을 보였다. 또한 학교부적응척도(이혜경, 2009)의 학습관련태도(r=-.591, p<.001), 학교에서의 행동(r=-.460, p<.001), 학교행사관계(r=-.490, p<.001), 학교부적응척도합(r=-.628, p<.001)은 -.4이상의 매우 높은 부적상관을 보였다.

본 연구에서는 김정남(2008)이 개발한 중·고등학생을 위한 학교적응척도가 개념적 정의와 새로운 하위요인의 설정으로 인해 학교적응을 측정할 수 있는 타당한 도구임에도 불구하고 문항수가 많음으로 인해 잘 활용되지 못하는 단점을 극복하기 위해 단축형 척도를 개발하였다. 본 연구의 결과와 원척도를 이해하기 쉽게 비교하여 표 13에 제시하였다.

연구결과에 따라 논의를 전개하면 다음과 같다.

먼저 개발절차는 오영희(2011)가 한국형 용서척도의 단축형을 개발하는 방법을 활용하였다. 원척도의 78문항을 20문항으로 줄여서 탐색적 요인분석을 한 결과 7요인으로 나왔지만 척도의 간명성과 하위요인의 속성을 고려해 원척도와 마찬가지로 4요인으로 구성하였다. 1요인은 학업, 2요인 심리적 안정성, 3요인 사회관계(부모, 교사, 친구), 4요인 학교생활(학교규칙과 학교생활만족)이다. 선행연구에서는 학교적응척도에서 친구관계와 교사관계를 독립된 하위요인으로 본 연구(김용래, 1993; 문선모, 1977; 유상철, 1982; 이규미, 2005)는 있지만 부모관계를 포함시킨 연구는 없었다. 본 연구에서 부모관계를 포함시키다 보니 관계적 속성을 지닌 3개의 하위요인이 있어, 척도의 간명성을 고려하여 사회관계라는 하나의 하위요인으로 묶었다. 또한 학교규칙과 학교생활만족은 학교환경에 따른 학교생활이라는 큰 범주에 포함된다고 판단되어 원척도와 마찬가지로 학교생활이라는 요인으로 묶었다. 이에 대한 논란은 있을 수 있지만 확인적 요인분석을 통해 모형이 적합하다는 것이 확인되어서 큰 문제는 없다고 판단된다. 또한 지금까지 우리나라에서 제작된 학교적응척도에는 심리적 안정성 요인을 포함시킨 척도는 없었다. 이것은 학교적응의 개념을 보다 더 적극적으로 내린 결과이다. 즉, 학교적응의 개념을 학교환경과의 조화로운 상태를 나타낼 뿐 아니라 변화하는 환경에 적극적으로 상호작용하고 나아가 자신을 실현시키는 방향으로 학교환경을 변화시킬 수 있는 것까지를 포함시킨 결과이다. 이로서 중·고등학생을 위한 학교적응척도의 단축형이 학업(6문항), 심리적 안정성(4문항), 사회관계(6문항), 학교생활(4문항)으로 만들어졌다.

본 연구에서 개발된 단축형 척도의 타당성을 위해 신뢰도를 분석한 결과 문항내적 일치도(Cronbach's α)는 .87이며, 하위요인의 신뢰도는 학업 .86, 심리적 안정성 .74, 사회관계 .79, 학교생활 .76으로 나타났는데 원척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .939에 비해 낮아졌지만 중간수준 이상이었다.

또한 구인타당도를 알아보기 위해 각 하위요인들 간의 상관분석을 실시한 결과 학교적응척도 단축형의 점수와 하위요인들 간의 상관이 비교적 높게 나타나 구인타당도가 검증되었다. 특히 심리적 안정성은 원척도에서는 낮은 편이었으나(r=.43, p<.001), 단축형에서는 상관지수가 .51(p<.001)로 조금 높아졌다. 이는 단축형 개발과정에서 문항선별 기준을 하위척도별 문항-하위척도 점수와 상관이 높은 것(.60 이상)으로 한 결과로 판단된다. 또한 하위요인들 간의 상관을 분석한 결과 사회관계와 학교생활의 상관계수가 .441로 다소 높게 나타났다. 이는 김용래(2000)의 연구에서 학교수업적응과 학교교사적응이 .503으로, 학교수업적응과 학교환경적응이 .455로 높은 상관을 보인 것과 이규미(2005)의 연구에서 학교공부와 학교교사가 .523으로, 학교공부와 기타 학교생활이 .557로 높은 상관을 보인 것과는 다소 다른 결과이다. 선행연구에서는 학업이 다른 하위요인들과 높은 상관을 보여 대학진학을 위해 학업을 중요하게 여긴 우리나라 현실을 반영하였다면, 최근 들어 따돌림, 학교폭력 등이 심각해지면서 학업도 중요하지만 사회관계가 학교생활에서 더 중요해졌다는 것을 반영한다고 볼 수 있다.

단축형의 구성타당도를 알아보기 위해 탐색적 요인분석을 한 결과 7요인으로 나타났고, 설명변량은 72. 72%였다. 앞에서 설명한 대로 4요인으로 묶고 4요인 모형에 대한 확인적 요인분석을 한 결과 χ²검증은 적합하지 않았으나 RMSEA와 CFI와 TLI(NNFI)의 적합도 지수는 높은 수준으로 나타나 모형의 적합성이 검증되었다.

단축형 척도가 급격한 심리적·신체적 성장이 이루어지는 중·고등학생을 위해 만들어져서 급별과 성별에 따른 요인동등성의 문제가 제기될 수 있기 때문에 다집단 요인분석을 실시하였다. 형태동일성, 측정동일성, 절편동일성의 가정이 모두 확인되어 요인의 동등성이 검증되었다. 이로써 중·고등학생을 위한 학교적응척도 단축형이 중학생, 고등학생, 여학생, 남학생 모두 사용할 수 있는 척도임이 검증되었다.

준거관련 타당도를 위해 학교적응척도(김아영, 2002)와 학교부적응척도(이혜영, 2009)와의 상관을 살펴본 결과 학교적응척도와는 높은 정적상관(r=.746, p<.001)을 보였고, 학교부적응척도와는 높은 부적상관(r=-.628, p<.001)을 보여 단축형 척도의 타당성이 검증되었다고 본다. 하위요인별 상관에서도 심리적 안정성을 제외한 모든 하위요인에서 정적 상관과 부적 상관을 갖는 것으로 나타났다. 다만 심리적 안정성은 본 척도에서 새롭게 포함된 요인으로 다소 상관이 낮았지만, 기존의 학교적응척도가 심리적인 부분을 포함하고 있지 않은 것을 감안한다면 당연한 결과가 아닌가 판단된다.

끝으로 본 연구의 제한점에 대해 언급하고자 한다. 첫째, 본 연구에서 단축형 척도의 개발과 타당화를 위해 사용된 표본이 부산시에 거주하는 중·고등학생이라 것이라는 점이다. 본 척도에서는 전국적으로 표집하였으나 단축형은 부산시에 거주하는 학생들로 표집하여 일반화에 조심스러운 점이 있다. 둘째, 본 척도는 자기보고식 척도로서 분명한 한계를 가진다. 즉, 자신이 학교적응을 잘 하고 있음을 보여주고자 하는 사람의 경우나 그 반대의 경우 얼마든지 의지대로 반응하는 것이 가능하다는 점이다. 셋째, 앞으로 학교적응과 관련된 다양한 변인들간의 관계분석을 통한 타당화 연구가 계속되어야 할 것이다. 특히 새롭게 도입된 심리적 안정성 변인에 대한 타당화가 이루어지는 것이 필요하다고 생각된다.