본 연구는 경남 소재 1개 대학교와 서울 및 경기도 소재 3개 대학교 재학생 448명을 대상으로 실시되었다. 이 중 불성실하게 응답한 26부는 분석에서 제외하였다. 분석에 포함된 422명의 대학생 중 남학생은 222명(52.6%), 여학생은 200명(47.4%)이었으며, 평균연령은 21.33세(SD=2.24)였다. 학년은 1학년 124명(29.4%), 2학년 143명(33.9%), 3학년 93명(22.0%), 4학년 54명(12.8%)이었으며, 무응답이 8명(1.9%)이었다. 전공은 인문·사회과학이 191명(45.3%%), 자연 및 공과계열이 195명(46.2%), 예체능계열이 3명(0.7%), 기타는 31명(7.3%), 무응답은 2명(0.5%)이었다. 평점은 4.5점 만점을 기준으로 2.5미만이 22명(5.2%), 2.5-3.0미만이 33명(7.8%), 3.0-3.5미만이 119명(28.2%), 3.5-4.0미만이 149명(35.3%), 4.0이상이 97명(23.0%), 무응답이 2명(0.5%)이었다.

설문을 시작하기 전에 설문에 응하는 모든 참여자들에게 설문이 연구에 사용되는 것에 동의하는지를 묻고 동의란에 표시한 설문지만을 분석에 사용하였다. 또한, 문항의 제시 순서에 의한 순서 효과를 없애기 위해 A형과 B형의 두 가지 유형의 설문지를 제작하여 사용하였다.

학업지연행동

지연행동 측정은 만성적 지연행동을 보이는 대학생을 선별해내기 위해 개발된 Aitken (1982)의 지연행동 척도(Aitken Procrastination Inventory: API)를 박재우(1998)가 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 19문항으로 구성되어 있으며 그 중 9문항(2, 4, 7, 11, 14, 15, 16, 17, 18)은 역채점 문항이다. 5점 리커트식 척도이며 1점 ‘전혀 아니다’에서 5점 ‘매우 그렇다’로 응답하는 자기보고식 척도이다. 전체 점수가 높을수록 지연행동 경향성이 높은 것을 의미하며 Aitken(1982)의 연구에서 Cronbach's alpha는 .82, 박재우(1998)의 연구에서는 .59이었고 본 연구에 사용된 지연행동 척도의 Cronbach's alpha는 .79이었다.

완벽주의

개인의 완벽주의 성향을 측정하기 위해 Hewitt와 Flett(1991)의 다차원적 완벽주의 척도(Multidimensional Perfectionism Scale: MPS)를 한기연(1993)이 번안하고 유성은(1997)이 수정 보완한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 45문항으로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 완벽주의 성향이 높음을 의미한다. 7점 리커트식 척도이며 1점 ‘전혀 아니다’에서 7점 ‘매우 그렇다’로 응답하는 자기보고식 척도이다. 다차원적 완벽주의는 자기 지향적 완벽주의, 타인 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의의 3가지 하위차원으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 선행연구에서 본 연구의 종속변수와 일관적으로 유의미한 점수를 나타내지 않는 타인 지향적 완벽주의차원을 제외하고 2가지 하위차원 척도만을 사용하였다. Hewitt과 Flett(1991)에 의한 3가지 차원의 Cronbach's alpha는 각각 .82, .86, .87이었고 본 연구에서 사용된 두 차원의 Cronbach's alpha는 자기 지향적 완벽주의가 .88, 사회적으로 부과된 완벽주의가 .62, 전체 척도는 .84로 나타났다.

스트레스

스트레스를 측정하기 위해 고경봉, 박중규, 김찬형(2000)이 개발한 스트레스반응척도를 사용하였다. 본 척도는 4가지 스트레스반응 즉 감정적, 신체적, 인지적, 행동적 반응들이 포함된 스트레스반응을 측정한다. 이 척도는 총 39문항으로 긴장 6문항, 공격성 4문항, 신체화 3문항, 분노 6문항, 우울 8문항, 피로 5문항, 좌절 7문항의 7개의 하위차원으로 이루어져있다. 0점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 4점 ‘아주 그렇다’고 응답하는 5점 리커트식 척도이며 점수가 높을수록 스트레스가 높음을 나타낸다. 원척도의 7개 하위척도의 Cronbach's alpha는 .76∼.91이었고, 전체 척도의 Cronbach's alpha는 .97이었다. 본 연구에서 각 요인별 Cronbach's alpha는 긴장 .81, 공격성 .79, 신체화 .72, 분노 .78, 우울 .87, 피로 .78, 좌절 .86이었고, 전체 척도는 .96으로 나타났다.

학업적 자기효능감

학업적 자기효능감을 측정하기 위해 박인영(1999)이 개발, 타당화(김아영, 박인영, 2001)한 학업적 자기효능감 척도를 사용하였다. 이 척도는 총 28문항으로 구성되어 있으며 5점 리커트식 척도로 1점 ‘전혀 아니다’에서 5점 ‘매우 그렇다’로 응답하는 자기보고식 척도이다. 점수가 높을수록 학업적 자기효능감이 높음을 의미하며, 이 척도는 학습자가 자신의 학습능력에 대해 보이는 확신 또는 신념을 측정하는 ‘자신감’, 자신이 통제하고 다룰 수 있다고 생각하는 도전적이고 구체적인 목표를 선택하는 정도를 측정하는 ‘과제 난이도 선호’, 개인이 자기관찰, 자기판단, 자기반응과 같은 자기 조절적 기제를 잘 수행할 수 있는가에 대한 효능기대감을 측정하는 ‘자기조절 효능감’의 3가지 하위차원으로 구성되어 있다.

본 연구에서는 자신감을 제외하고 과제난이도 선호와 자기조절 효능감만을 사용하였다. 그 이유로는 첫째, 학업적 자기효능감의 확인적 요인분석 결과, 자신감 차원의 요인부하량이 낮아 다른 두 요인과 동일한 요인으로 보기 어려웠기 때문이다. 추상엽과 임성문(2008)의 연구에서도 자신감 요인은 과제 난이도 선호와 자기조절 효능감 요인과 상관이 매우 낮은 것으로 나타났고 본 연구와 동일하게 요인부하량이 낮았던 임승현과 박성연(2010)의 연구에서도 자신감 요인을 제외하고 사용하였기에 본 연구에서도 자신감 요인을 분석에서 제외하였다. 다음으로 선행연구결과 자신감은 지연행동(최지연, 2001)이나 학업성취(추상엽, 임성문, 2008)와 관련성이 매우 낮거나 유의미한 설명력이 없는 것으로 나타나 본 연구에서 제외하는 것이 타당할 것으로 생각되었다. 마지막으로 고등학생을 대상으로 개발 및 타당화된 척도이기 때문에 ‘수업시간 중에 선생님이 문제를 풀라고 시킬까봐 불안하다’와 같이 대학생에게 적합하지 않은 문항을 포함하고 있어 자신감을 분석에서 제외하는 것으로 결정하였다.

김아영, 박인영(2001)의 연구에서 요인별 Cronbach's alpha는 자신감 .82, 과제난이도선호 .84, 자기조절 효능감 .76이었고 본 연구에서 각 요인별 Cronbach's alpha는 과제난이도 선호가 .88, 자기조절 효능감이 .84이었고, 전체 척도는 .88로 나타났다.

먼저 각 변인의 일반적인 특성을 알아보기 위한 기술통계, 변인 간 관계를 알아보기 위한 상관분석, 신뢰도 분석을 위한 Cronbach's alpha를 검토하였다. 다음으로 중다회귀분석을 실시하고 마지막으로 각 변인들의 구조적 관계를 탐색적으로 알아보기 위해 구조방정식 모형검증을 실시하였다. 모형검증을 하기 전에 자료의 결측치는 기대-최대화(Expectation -maximization)방식으로 처리하였고 추정방법은 최대우도법을 사용하였다. 또한, 각 변수들이 다변량 정규분포를 따르는지 확인하기 위해 왜도와 첨도, 이상치를 점검하였다. 모형검증은 Anderson과 Gerbing(1988)의 방식을 따라 2단계 분석을 사용하였다. 2단계 분석은 구조 방정식모델링 분석 시, 측정모델을 먼저 추정하고, 그 다음으로 구조모델을 추정하는 방식을 말한다(배병렬, 2007). 또한, 본 연구에서는 Russel, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 권유에 따라 하위차원이 있는 스트레스반응척도와 학업적 자기효능감을 제외하고 하위차원이 없는 나머지 척도는 각 척도별로 요인을 1개로 지정하여 탐색적 요인분석을 실시하고 잠재변수에 대한 요인부하량이 동일하도록 문항을 묶어 각 문항 꾸러미에 할당하였다.

구조방정식 모형검증에서 X²검증은 표본 크기에 민감하므로 본 연구에서는 RMSEA, TLI, CFI를 이용하였다. RMSEA는 절대적 적합도 지수로 .05이하일 때 좋은 적합도로 판정되고 .08이하이면 보통 적합도, .10이상이면 나쁜 적합도로 판정된다(Hu & Bentler, 1999). 반면, TLI, CFI는 상대적 적합도 지수로 .90 혹은 .95이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 해석한다(배병렬, 2007; Hu & Bentler, 1999). 본 연구의 모든 통계분석은 SPSS 18.0과 AMOS 18.0을 사용하였다.

학업지연행동과 자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스, 학업적 자기효능감 간의 상관관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시하였다. 각 변인간의 상관 및 평균과 표준편차를 표 1에 제시하였다.

분석 결과, 학업지연행동은 자기 지향적 완벽주의와 학업적 자기효능감과는 부적상관이 있었고, 스트레스와는 정적 상관이 있었다. 이는, 자기지향적 완벽주의와 학업적 자기효능감이 높을수록 학업지연행동이 적게 나타나고 스트레스가 높을수록 학업지연행동이 많이 나타남을 의미한다. 자기 지향적 완벽주의는 사회적으로 부과된 완벽주의와 학업적 자기효능감과는 정적 상관이 있었다. 사회적으로 부과된 완벽주의는 스트레스와 정적 상관이 있었다.

구조모형을 알아보기 위해 문항꾸러미를 통해 만들어진 측정변수들의 상관과 평균, 표준편차를 표 2에 제시하였다. 각 측정변수의 왜도는 -.45에서 2.20 사이였고, 첨도는 -.45에서 4.83 사이였다.

자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스와 학업적 자기효능감이 학업지연행동에 미치는 상대적 영향력을 알아보기 위해 표준중다회귀분석을 실시하였다. 전체 모형의 F값은 F(4, 417) = 38.21, p < .001로 모형에 포함된 독립변수는 .001수준에서 학업지연행동을 유의하게 설명하고 있으며, 학업지연행동의 27%가 모형에 포함된 독립변수에 의해 설명되고 있었다.

개별 독립변수의 종속변수에 대한 상대적 기여도와 통계적 유의성을 검정한 결과, 자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스, 학업적 자기효능감이 모두 유의수준 .001수준에서 유의한 변인인 것으로 나타났다. 다음으로 변인들 간의 상대적 기여도를 알아보기 위해 표준화 계수를 살펴보았다. 분석결과 자기 지향적 완벽주의가 학업지연행동에 가장 많은 설명력을 가지는 것으로 나타났으며, 그 다음으로 학업적 자기효능감, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스 순이었다.

중다회귀분석 결과를 요약하면, 자기 지향적 완벽주의와 학업적 자기효능감이 높을수록 학업지연행동이 낮아진다. 반면, 사회적으로 부과된 완벽주의와 스트레스가 높을수록 학업지연행동이 높아지는 것으로 나타났다. 중다회귀분석 결과는 표 3에 제시하였다.

측정모형의 확인적 요인분석 결과 X²(df=125, N=422)=552.489이었고(p<.001), CFI= .909, RMSEA=.087(90% 신뢰구간 .079-.095)으로 좋은 적합도를 나타내었으나 TLI=.888는 보통 적합도로 나타났다. 또한 측정모형의 모든 경로가 유의 수준 .001에서 유의한 것으로 나타났다.

잠재변수와 측정변수 간의 모수 추정치를 표 4에 제시하였다.

구조방정식 모형검증 결과 X²(df=125, = 422)=552.489이었고(p<.001), CFI=.909, RMSEA =.087(90% 신뢰구간 .079-.095)로 좋은 적합도를, TLI=.888로 보통 적합도를 나타내어 모형이 수용가능한 정도임을 알 수 있었다. 다음으로 자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스, 학업적 자기효능감과 학업지연행동 간의 관계에 대한 경로 검증 결과 모형에 포함된 모든 경로가 유의하였다. 먼저, 자기 지향적 완벽주의는 학업지연행동(β=-.34, p<.001)과 스트레스(β=-.14, p<.05)에 부적 영향을 미치고, 학업적 자기효능감에는 정적 영향(β=.55, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 사회적으로 부과된 완벽주의는 학업지연행동(β=.33, p<.001)과 스트레스(β=.19, p<.05)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 스트레스는 학업적 자기효능감에 부적 영향(β=-.25, p<.001)을 미치는 것으로 나타났고 학업지연행동(β=.12, p<.05)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 학업적 자기효능감은 학업지연행동에 부적 영향(β=-.42, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다.

이는 자기 지향적 완벽주의가 높을수록 학업지연행동과 스트레스가 낮아지고, 학업적 자기효능감은 높아지는 것을 의미한다. 또한, 사회적으로 부과된 완벽주의가 높을수록 학업지연행동과 스트레스가 높아진다. 그리고 스트레스가 높을수록 학업적 자기효능감이 낮아지고 학업지연행동은 높아지는 것을 의미하며, 학업적 자기효능감이 높을수록 학업지연행동이 낮아지는 것을 의미한다.

본 연구의 구조모형에서 변수들 간의 간접효과가 통계적으로 유의한지 알아보기 위해 부트스트랩 절차를 실행하였다. 부트스트랩은 Shrout와 Bloger(2002)에 의해서 제안된 것으로 간접효과의 표준오차에 대한 정확한 추정치를 얻을 수 있는 방법이다. 부트스트랩 실행을 위해 원자료(N=422)에서 무선 표집으로 생성된 10,000개의 자료 표본이 모수 추정에 사용되었다. 신뢰구간은 95%로 설정하였다. 먼저, 자기 지향적 완벽주의가 학업적 자기효능감에 미치는 간접효과(β=.04, p<.001)와 자기 지향적 완벽주의가 학업지연행동에 미치는 간접효과(β=-.26, p<.05)는 유의한 것으로 나타났다. 스트레스가 학업지연행동에 미치는 간접효과(β=.11, p<.001)가 유의한 것으로 나타났다.

본 연구는 선행연구 결과들을 토대로 학업지연행동에 영향을 미치는 자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스, 학업적 자기효능감의 상대적인 영향력의 크기와 변인들 간의 구조적 관계를 알아보고자 하였다. 본 연구의 결과들을 요약하면 다음과 같다.

첫째, 자기 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스, 학업적 자기효능감이 학업지연행동을 예언하는 타당한 변인인지 알아보기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 그 결과 전체 회귀모형이 유의한 것으로 나타났으며, 네 변인 모두가 학업지연행동을 예언하는 타당한 변인인 것으로 나타났다. 독립변수들의 상대적인 영향력의 크기는 자기 지향적 완벽주의, 학업적 자기효능감, 사회적으로 부과된 완벽주의, 스트레스 순서로 나타났다.

둘째, 구조모형 검증 결과, 스트레스와 학업적 자기효능감이 자기 지향적 완벽주의와 학업지연행동 사이의 관계를 매개하는 것으로 나타났고 사회적으로 부과된 완벽주의와 학업지연행동 사이 또한 스트레스와 학업적 자기효능감이 매개하는 것으로 나타났다. 사회적으로 부과된 완벽주의의 학업적 자기효능감에 대한 직접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다.

본 연구의 의의와 시사점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 완벽주의의 두 가지 하위 차원이 학업지연행동에 미치는 영향을 다시 한 번 규명하였다. 연구 결과 자기 지향적 완벽주의는 학업지연행동에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 사회적으로 부과된 완벽주의는 학업지연행동에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 자기 지향적 완벽주의와 사회적으로 부과된 완벽주의가 학업지연행동에 미치는 영향이 일관되지 않았던 선행연구의 결과 중, 자기 지향적 완벽주의는 지연행동과 부적인 상관이 있다는 Çapan(2010), 곽유미(2010), 강미정(2006)의 연구 결과를 지지하는 것이며, 사회적으로 부과된 완벽주의의 경우 지연행동과 유의미한 정적 상관이 있다는 Saddler와 Buley(1999), 박재우(1998), 강미정(2006)의 연구를 지지하는 결과이다. 해외 연구에서는 완벽주의가 학업지연행동을 설명하는 주요한 변인으로서 연구되어 왔지만, 국내에서는 완벽주의와 학업지연 행동 간의 관계를 본 연구가 아직까지 많지 않은 실정이다. 본 연구의 결과는 자기 지향적 완벽주의가 적절한 수준의 지각된 자신에 대한 높은 기준이 행동의 동기적인 요소로 작용하여 학업지연행동을 낮추는데 긍정적인 기능을 할 수 있다고 설명할 수 있다. 반면 사회적으로 부과된 완벽주의에서는 타인의 능력에 대한 높은 기대로 타인의 수행을 엄격히 평가하거나 비난하는 경향을 자신에게도 반영하면서 학업지연행동을 증가시킨다는 추측이 가능하다. 본 연구의 결과와는 다르게 사회적으로 부과된 완벽주의가 학업지연행동에 부적인 영향을 미친다(곽유미, 2010; 윤숙경, 1997)고 나타난 선행연구에서는 우리나라 문화가 서양에 비해 주위 타인들에게서 인정받고자 하는 특성이 긍정적으로 작용하여 학업지연행동을 줄이는 효과를 가질 수 있다고 설명하였다. 이처럼 완벽주의와 학업지연행동 간의 관계가 일관적이지 않은 것은 우리나라의 문화적 특성 때문일 수 있으며, 본 연구는 한국 문화에서 완벽주의와 학업지연행동 간의 연구를 확립하는 자료로 사용될 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구에서 학업지연행동을 예언하는 네 개의 예측 변인 중 자기 지향적 완벽주의와 학업적 자기효능감이 상대적으로 학업지연행동을 더 잘 예측하는 변인으로 나타났다. 이는 학업지연행동이 개인 외적 요인에 의해서 영향을 받기보다 ‘자기 지향적 완벽주의’와 ‘학업적 자기효능감’이 지닌 성취욕구나 동기적 요소와 같은 개인 내적인 요인에 의해 더 많은 영향을 받을 수 있음을 보여준다. 강미정(2006)은 현대인들이 경쟁사회에서 잘 적응하고 살아남기 위해 사회가 원하는 인재상에 스스로를 맞추기 위해 노력하게 된다고 하였다. 사람들은 모든 일에 다재다능하고 완벽한 사람을 요구하는 현대사회의 인재상에 자신을 맞추려 노력하고, 사회는 다시 이러한 노력을 강화함으로써 현대 사회에서는 자기 지향적 완벽주의가 적응적인 기제로 인정받게 된다. 하지만 자기 지향적 완벽주의가 적응적이게 작용하기 위해서 개인은 자신이 설정한 기대수준을 만족시킬 수 있는 적정 수준의 능력을 가져야 하며, 성공적인 결과를 산출하기 위해 자신의 능력을 조절할 수 있다는 신념도 함께 가지고 있어야 한다. 따라서 위 두 변인은 개인의 수행을 잘 설명하는 변인이며, 부적응적 수행으로 분류되는 학업지연행동을 부적으로 잘 예측하고 있다고 할 수 있겠다.

셋째, 자기 지향적 완벽주의가 스트레스와 학업적 자기효능감을 매개로 학업지연행동에 영향을 미친다는 결과는 자기 지향적 완벽주의가 지닌 적응적 특성을 강화시키는 것이 학업지연행동을 줄일 수 있으며 이는 학업적 자기효능감을 높이고, 높아진 학업적 자기효능감은 다시 학업지연행동을 줄이는 데 영향을 미친다고 볼 수 있다. 또한, 스트레스를 낮추는 것이 학업지연행동을 줄이는 데 영향을 미친다고 볼 수 있다. 이는 지연행동을 하는 사람들의 문제를 다룰 때 단순히 지연행동을 하지 않게 하기 위해 지연행동 자체에 개입 하거나 학습 기술상의 문제로 파악하여 이를 개선하고자 하는 것은 부분적인 효과만을 줄 뿐이라는 Solomon과 Rothblum(1984)의 제안을 지지하는 것이라고 생각된다. 따라서 학업지연행동을 줄이기 위한 개입을 시도할 때에는 학업지연행동 자체를 다루기보다는 자기 지향적 완벽주의와 학업적 자기효능감을 높이고 스트레스를 낮추는 개입이 효과적일 수 있음을 시사한다.

넷째, 사회적으로 부과된 완벽주의가 스트레스와 학업적 자기효능감을 매개로 학업지연행동에 영향을 미친다는 결과는 사회적으로 부과된 완벽주의가 스트레스 수준을 높일 수 있으며 이는 학업지연행동에 정적인 영향을 미치지만, 학업적 자기효능감을 높이면 학업지연행동을 낮출 수 있다는 결과로도 해석이 가능하다. 이러한 결과는 또한 사회적으로 부과된 완벽주의가 높은 사람들은 최선을 다해서 과제를 수행하고도 완료된 수행을 성취경험으로 축적하지 못할 수 있으며 내적인 동기 수준을 결여시킴으로써 지연행동을 하게 될 수 있음을 시사한다. 따라서 사회적으로 부과된 완벽주의가 학업지연행동에 미치는 영향을 줄이기 위해 개인이 가지는 가치기준이나 성취 기준을 타인에 의한 기준이 아닌 스스로에 의한 것으로 초점을 맞추도록 할 필요가 있다.

다섯째, 자기 지향적 완벽주의와 학업지연행동 사이에 스트레스와 학업적 자기효능감이 매개효과를 가지며, 사회적으로 부과된 완벽주의와 학업지연행동 사이에서도 스트레스와 학업적 자기효능감이 매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 또한, 스트레스는 학업적 자기효능감을 매개변수로 하여 학업지연행동에 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 선행연구들에서 완벽주의는 스트레스를 유발시키는 변인으로 알려져 왔다. 본 연구에서는 완벽주의의 하위 차원인 자기 지향적 완벽주의는 스트레스에 부적인 영향을 미치고 사회적으로 부과된 완벽주의가 스트레스에 정적인 영향을 미쳐 각각 상반된 결과를 나타내었다. 다음으로, 스트레스가 높을수록 학업적 자기효능감은 낮아지며 낮아진 학업적 자기효능감은 다시 학업지연행동을 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 완벽주의가 학업지연행동으로 가는 경로에서 학업적 자기효능감에 개입하는 것뿐만 아니라, 스트레스 대처 혹은 스트레스 예방 프로그램을 통해 스트레스에 직접적으로 개입하는 것 또한 학업지연행동을 줄이는데 도움이 될 것이라고 생각된다. 또한, 본 연구에서 스트레스의 하위요인 중 우울이 학업지연행동에 가장 많은 영향을 미치고 있었는데, 학업지연행동을 줄이기 위한 상담 장면에서 시간 관리와 같은 지연행동자체에 개입하기보다 우울과 같은 부정적 정서를 다루어 개입하는 것이 학업지연행동을 줄이는 적절한 방법이 될 수 있을 것이라 생각된다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 서울, 경기, 경남 소재의 4년제 4개 대학에서 설문이 실시되어 우리나라 대학생들의 특성으로 일반화 하는데 한계가 있다. 따라서 후속연구에서는 다른 지역의 대학이나 특수대학, 2년제 혹은 3년제 전문대학생들을 대상으로 한 연구도 필요할 것이다. 나아가 서론에서 제시한 것과 같이 학업지연행동에 대한 대학생을 대상으로 한 연구가 중요한 부분이나, 학업지연행동으로 인한 심리적 불편감은 학업과 관련된 수행을 하는 모든 연령대의 사람들이 경험할 수 있는 것이므로, 각 발달단계에 맞는 학업지연행동에 대한 후속 연구가 필요하다. 학업지연행동이 먼저 연구된 외국의 경우 대학생이 가장 열심히 공부하고 과제의 양이 많은 그룹이므로 적절한 연구대상으로 간주되었을 수 있으나, 우리나라에서는 학업문제로 가장 고통을 겪는 대상이 고등학생집단이나 수험생 집단일 수 있다. 또한, 최근 들어 직장생활과 학업을 병행하는 경우가 많아지고 있고 우리나라가 평생학습시대로 접어들게 되면서 학생의 신분을 벗어난 이후 세대들도 학업지연행동으로 인한 불편감을 경험할 수 있다. 따라서 이러한 다양한 연령층과 다양한 집단을 대상으로 한 학업지연에 대한 연구가 필요하다. 둘째, 본 연구는 학업지연행동에 초점을 두었으나 스트레스 변인은 전반적인 스트레스척도를 사용하였다. 전반적인 스트레스와 학업 스트레스는 다를 수 있으며, 학업지연에 대한 효과도 상이할 수 있다. 따라서 추후연구에서는 학업과 관련된 스트레스척도를 사용하여 연구해 보는 것이 필요할 것이라 생각된다. 셋째, 현재 학업지연행동과 일반적 지연행동을 측정하는 척도로 API(Aitken Procrastination Inventory)와 PASS (Procrastination Assessment Scale-Student)의 두 가지 척도가 주로 사용되고 있는데, 선행연구들에서 두 척도는 학업지연행동과 일반적 지연행동을 측정하는데 큰 구분 없이 사용되고 있다. 이는 구성개념에서는 다소 차이가 있는 것으로 보이므로 보다 체계적인 학업지연행동 연구를 위해서는 두 척도를 조작적 정의에 맞도록 통합하여 사용하거나 새로운 척도를 개발하는 노력이 필요하다고 생각된다. 넷째, 본 연구에 사용된 자료는 모두 자기 보고식 설문지를 통해 얻어졌다. 자기보고식 설문은 사회적 바람직성으로 인해 응답자들이 솔직하지 않게 반응하였을 가능성이 있다. 특히 사회적으로 부과된 완벽주의 성향이 높은 응답자의 경우 타인으로부터 인정받고자 하는 욕구가 높아 스트레스 문항에 대한 응답 시 사회적으로 바람직한 방향으로 응답하였을 가능성이 있다. 또한, 지연행동에 대한 자기보고식 조사와 행동측정방법을 통한 조사의 결과가 일치하지 않는 경우들이 보고되고 있으므로(강미정, 2006) 학업지연행동에 대한 자기관찰법이나 행동측정법을 병행한 연구가 필요하다고 생각된다. 다섯째, 학업지연행동에 대한 국내 연구가 아직 많이 이루어지지 않은 상태이므로 연구변인들의 상대적인 영향력을 검증한 이후 탐색적으로 모형을 구성하여 검증하였다. 후속 연구에서는 연구변인과 학업지연행동 간의 관계 모형에 대한 확인이 필요할 것이다. 여섯째, 본 연구의 주요변인인 완벽주의와 학업지연행동에 대한 연구는 주로 해외에서 이루어져왔다. 최근 들어 우리나라에서도 관련 연구가 이루어지고 있지만, 앞서 언급한 바와 같이 완벽주의 차원과 지연행동에 대한 문화적 특성을 고려한 차별적 연구가 필요할 것으로 판단된다. 끝으로, 학업지연행동을 하지 않는 것이 학업수행에서 적응적 행동을 한다는 것을 뜻하는 것은 아닐 수 있다. 따라서 학업지연행동 외에 학업몰입이나 학업성취행동에 영향을 미치는 변인에 대한 연구도 필요하다고 생각된다.