완벽주의와 학업성취 및 학교적응에 대한 메타분석

1. 서 론

완벽주의는 지나치게 높은 기준을 설정하고 그 성과에 대한 평가에 매우 민감한 성격 특성이다 (Frost, Marten, Lahart, & Rosenblate, 1990). 1990년대 초부터 완벽주의는 부적응적 측면뿐 아니라 적응적인 면을 포함하는 다차원적 개념으로 연구되었다. 대표적으로 Frost 외(1990)는 완벽주의자가 공통으로 지닌 개인적 특성으로 6개 하위차원에 따라 다차원적 완벽주의 척도(Frost Multidimensional Perfectionism Scale; FMPS)를 개발하였고, Hewitt와 Flett(1991)는 완벽주의를 부과하는 주체 및 대상에 따라 3차원의 다차원적 완벽주의 척도(Multidimensional Perfectionism Scale; HMPS)를 개발하였다. 이후 다수의 연구자(예: 남궁혜정, 이영호, 2005; Cox, Enns, & Clara, 2002)가 다차원적 완벽주의 척도에 대한 요인분석을 실시하여 완벽주의를 두 차원으로 분류하였는데, 첫째는 적응적 완벽주의(adaptive perfectionism; Rice, Ashby, & Slaney, 1998) 혹은 개인적 기준 완벽주의(personal standards perfectionism; Dunkley, Blankstein, Halsall, Williams, & Winkworth, 2000), 그리고 둘째는 부적응적 완벽주의(maladaptive perfectionism; Rice et al., 1998) 혹은 평가염려 완벽주의(evaluative concern perfectionism; Dunkley & Blankstein, 2000)이다. Stoeber와 Otto(2006)는 적응적 혹은 개인적 기준 완벽주의를 완벽주의 노력(perfectionistic striving)으로, 부적응적 혹은 평가염려 완벽주의를 완벽주의 우려(perfectionistic concern)로 명명하였으며, 완벽주의 노력 수준이 높고 완벽주의 우려 수준이 낮은 사람을 ‘건강한 완벽주의자’로, 완벽주의 노력 수준과 우려 수준이 모두 높은 사람을 ‘건강하지 못한 완벽주의자’로 구분하였다. 또한 완벽주의 노력은 적응적으로 기능하나 이는 완벽주의 우려의 영향을 통제할 때만 분명해질 수 있다고 하였다. 완벽주의 노력과 우려라는 명칭은 완벽주의의 두 가지 차원이 완전히 구분된 개념이 아니라 완벽주의라는 한 구인의 다양한 측면이라는 점을 반영한다(Stoeber, Madigan, & Gonidis, 2020). 본 연구에서도 선행연구의 정의에 따라 완벽주의를 노력과 우려의 두 가지 차원으로 나누었다.

완벽주의는 학업, 직업, 스포츠같이 성취와 관련된 다양한 영역에서의 심리적 기제를 설명하는 주요 성격 변인이다(Stoeber, 2012). 본 연구는 이 중 완벽주의-학업성취, 완벽주의-학교적응 간 관계를 메타분석을 통해 밝히기 위해 실시되었다. 완벽주의가 실제 학업성취와 학교적응에 미치는 효과에 관해 다양한 연구가 이루어졌으나 그 결과는 일관되지 않다. 완벽주의 노력 수준이 높은 적응적 완벽주의는 학업 유능감, 학교적응, 성적, 학업적 자기효능감을 일관되게 정적으로 예측했다. 완벽주의 우려 혹은 부적응적 완벽주의는 상대적으로 학업 수행에 미치는 영향이 불분명한 반면(Bong, Hwang, Noh, & Kim, 2014; Dixon, Lapsley, & Hanchon, 2004; Stoeber, 2012), 완벽주의 우려가 시험 불안, 미루기, 소진 증가, 학업 만족 및 학교적응 감소 등 성취와 안녕을 방해하는 것으로 알려진 요인들과 연관성을 보인다는 결과도 존재한다(Abdollahi, Carlbring, Vaez, & Ghahfarokhi, 2018; Eum & Rice, 2011; Stoeber, Feast, & Hayward, 2009). 완벽주의 노력은 미루기 습관 감소, 학업 불안 감소, 학업적 자기효능감, 학업성취도 등 학업 성공을 예측하는 관련 변인과 정적 상관이 있다(Bong et al., 2014; Closson & Boutilier, 2017; Dixon et al., 2004; Jang & Pak, 2017). 그러나 완벽주의 노력이 더 높은 수준의 우유부단함, 학업 스트레스와도 정적 상관이 있었으며(Kang, Lee, & Lee, 2020) 학업 관련 불안으로부터 개인을 보호해주지 못한다는 연구 결과나(Arana & Furlan, 2016; Cowie, Nealis, Sherry, Hewitt, & Flett, 2018) 학업 실패를 경험할 시 완벽주의 우려보다 완벽주의 노력 수준이 높은 개인이 더 큰 스트레스를 보고하였다는 연구 결과도 있다(Kahn, Fishman, Galati, & Meyer, 2023). 이처럼 완벽주의 노력이 적응적 지표뿐 아니라 부적응적 지표와도 관련되는 것은 완벽주의 노력 수준이 높은 개인은 자신이 설정한 높은 기준에 도달하지 못했다고 느낄 때 역기능적으로 반응하기 때문일 수 있다(Blasberg, Hewitt, Flett, Sherry, & Chen, 2016).

문화권에 따라 완벽주의는 다르게 나타날 수 있다. 예를 들어 같은 척도를 사용하여 완벽주의를 측정해도 하위차원의 변량이 각 문화권에 따라 다르게 나타나기도 하며(Rice, Park, Hong, & Lee, 2019) 캐나다 대학생은 중국 대학생보다 높은 수준의 완벽주의 노력을 보고하였다(Smith, Saklofske, Yan, & Sherry, 2016). 완벽주의가 다른 변인에 미치는 영향도 문화권에 따라 다르게 나타날 수 있는데, 한 예로 아시아계 미국인 학생은 백인 및 아프리카계 미국인 학생보다 실수에 대한 염려가 높았으나 우울 점수는 더 높지 않았고, GPA 등 학업성취가 더 높았다(Castro & Rice, 2003). 또한 아시아계 미국인 대학생보다 아시아계 유학생의 경우 자기비판적 완벽주의와 우울의 부적 상관이 더 낮았다(Suh, Pigott, Rice, Davis, & Andrade, 2023). 홍콩 청소년을 대상으로 한 연구에서는 부적응적 완벽주의와 학업 효능감 간에 정적 상관이 있었다(Suh, Yuen, Wang, Fu, & Trotter, 2014). 이처럼 아시아 문화권에서는 서구보다 완벽주의의 부정적 영향이 덜하다. 이는 유교적 전통에 따라 개인이 희생하더라도 공동체에서 인정받는 목표 달성을 위해 노력하는 것이 중요하게 여겨지기 때문이다(Fong & Yuen, 2014; Suh et al., 2023; Zane & Song, 2007).

한국의 경우 완벽주의는 학업성취에서 중요하게 논의되는 변인 중 하나이다. 한국을 포함한 동아시아 문화권의 부모는 자녀에게 우수한 학업성취에 대한 기대를 부과해 왔다. 한국 청소년은 어릴 때부터 학업성취에 대한 부모의 과도한 기대와 비판적이고 경쟁적인 분위기에 노출되므로 상당한 부담감을 안고 있는 경우가 많다(Rice et al., 2019). 부모의 높은 기준과 부모를 기쁘게 해야 한다는 자녀의 강한 의무감은 아시아 학생의 완벽주의 발달에 기여하는 것으로 알려져 있다(Bong et al., 2014; Castro & Rice, 2003). 그러나 우리나라에서 완벽주의와 학업성취 및 학교적응의 관계를 종합적으로 살핀 연구는 아직 없다. 개인의 완벽주의에 대한 문화적 영향을 고려했을 때, 국내 표본을 대상으로 완벽주의와 학업성취 및 학교적응 변인과의 관계를 검증할 필요가 있다.

국내에 학업성취나 학교적응 자체는 아니나 이와 관련된 학업지연행동(김경령, 서은희, 2017; 전경남, 이정민, 2018; 이현정, 손수경, 장유나, 홍세희, 2019), 학업소진(조수현, 정지현, 신효정, 2017; 서미옥, 2018), 시험불안(박병기, 임신일, 2010)에 대한 메타분석 연구는 있다. 국외에는 완벽주의와 학업성취 및 학교적응 간 관계를 메타분석으로 확인한 연구가 있는데, Madigan(2019)은 완벽주의와 학업성취에 관한 논문 37편을 종합하여 완벽주의 노력과 학업성취의 정적 관계를(r⁺=.24), 완벽주의 우려와 학업성취 간 작지만 유의미한 부적 관계를 확인하였다(r⁺=-.08). Osenk, Williamson과 Wade(2020)가 완벽주의와 학업 관련 변인을 포함한 67편의 논문을 종합하여 메타분석을 실시한 결과, 완벽주의 노력은 학업성취도와 작은 중간 크기의 정적 관계가 있었고(r⁺=.22～.25), 학교적응, 학업효능감, 학업만족감 등과 같은 적응적인 학업 관련 변인들과도 작거나 중간 크기의 정적 관계가 있었다(r⁺=.25～.39). 완벽주의 우려에 해당하는 불일치, 수행 의심은 학업성취도와 작은 부적 관계가 있었고(r⁺=-.17～-.08), 지연행동, 학업스트레스, 학업소진, 시험불안 등의 부적응적 학업 관련 변인과 정적 관계가 있었다(r⁺=.15～.45).

본 연구에서는 완벽주의와 학업성취 및 학교적응의 관계를 설명하는 조절변인으로 학교급과 성별을 검증하였다. 한 완벽주의 메타분석 연구에서는 아동 및 청소년에서 대학생, 성인으로 연령대가 증가할수록 부적응적 완벽주의가 학교적응, 학업성취, 진로·성취동기에 미치는 효과크기가 부적으로 커지며, 학업지연 및 학업스트레스에 미치는 효과크기는 감소하는 것을 확인하였다(이현진, 주인석, 김명찬, 2019). 이는 아동과 청소년, 대학생에게 요구되는 학업적 환경이 각기 다르기 때문일 수 있다. 반면, 완벽주의와 학업성취도의 관계에서 학교급에 따른 차이가 없었다는 연구도 있었다(Madigan, 2019). 성별의 경우, 여학생에게 완벽주의가 더 해로울 수 있다는 선행연구가 있는 반면(Rice, Lopez, & Richardson, 2013; Rice, Ray, Davis, DeBlaere, & Ashby, 2015), 완벽주의와 학업 관련 변인의 관계에 성차가 없다는 연구 결과도 있다(Cowie et al., 2018; Madigan, 2019; Sirois, Molnar, & Hirsch, 2017). 이처럼 혼재된 연구 결과로부터 완벽주의와 학업성취 및 학교적응 간 관계를 더욱 분명히 밝히기 위해, 본 연구에서는 완벽주의를 완벽주의 노력과 완벽주의 우려로 구분해 메타분석을 실시하였다.

본 연구의 연구문제는 아래와 같다.

• ∙연구문제 1. 완벽주의와 학업성취, 완벽주의와 학교적응 간의 관련성 및 효과크기가 어떠한가? 이러한 관계가 완벽주의 노력과 완벽주의 우려라는 두 차원에서 다른가?
• ∙연구문제 2. 학교급과 성별이 완벽주의와 학업성취, 완벽주의와 학교적응 간의 관계를 조절하는가?

2. 방 법

1) 문헌 검색 및 분석 대상 선정

완벽주의와 학업성취도 및 학교적응 간 관계를 다룬 국내 선행연구를 검색하기 위해 학술연구정보서비스(RISS), 한국학술정보(KISS), 한국학술지인용색인(KCI), 국회도서관에서 1999년부터 2022년까지 ‘완벽주의’, ‘학업’, ‘시험’, ‘수행’, ‘성취’, ‘학교’, ‘적응’ 등의 키워드로 검색하였다. 총 502편의 논문이 검색되었으며 연구자 3인이 교차 검토하여 중복으로 검색된 논문을 제외하고 195편을 선별하였다. 다음으로 제목과 초록을 검토하여 완벽주의 변인과 한 개 이상의 학업성취도 및 학교적응 관련 변인을 포함한 논문 59편을 선별하였다.

59편 가운데 다음의 선정기준을 거쳐 최종 분석 대상 논문을 선정하였다. 첫째, 완벽주의 노력 척도로 Madigan(2019)의 분류에 따라 HMPS (Hewitt & Flett, 1991)와 Child and Adolescent Perfectionism Scale(CAPS; Flett et al., 2016)의 자기지향 완벽주의(self-oriented perfectionism) 하위척도, FMPS(Frost et al., 1990)의 개인적 기준(personal standards) 하위척도, Almost Perfect Scale-Revised(APS-R; Slaney, Rice, Mobley, Trippi, & Ashby, 2001)의 높은 기준(high standards) 하위척도를 사용하였고, 완벽주의 우려 척도로 HMPS와 CAPS의 사회적으로 부과된 완벽주의(socially prescribed perfectionism) 하위척도, FMPS의 수행에 대한 의심(doubts about action)과 실수에 대한 염려(concerns over mistakes) 하위척도, APS-R의 불일치(discrepancy) 하위척도를 사용한 논문을 선정하였다. 둘째, 효과크기를 양적으로 계산할 수 있는 통계수치, 즉 완벽주의와 학업성취도, 혹은 완벽주의와 학교적응 변인 간 상관계수와 표본크기가 명시된 논문을 선정하였다. 셋째, 같은 표본을 사용하여 학술지와 학위논문으로 모두 출간된 경우는 학술지 논문만을 분석 대상으로 선정하였다. 마지막으로 학업성취와 학교적응 분석에 모두 사용된 논문은 한 편으로 계산하였다. 이상의 기준을 모두 충족하는 연구 43편을 최종 분석하였다(학업성취 N=2,953, 학교적응 N=10,841, 전체 N=13,794).

<그림 1>

PRISMA를 사용한 문헌 선택 흐름도

3. 결 과

1) 분석 대상 논문의 일반적 특성

(1) 완벽주의와 학업성취도 논문의 일반적 특성

완벽주의와 학업성취도 논문의 일반적 특성을 <표 1>에 제시하였다. 완벽주의와 학업성취도 간 관계를 연구한 문헌은 1999년도부터 출간되었으며, 2020년도까지 총 11개의 논문이 발표되었다. 논문 형태는 학위논문이 4편, 학술지가 7편이었다. 연구대상자는 대학생이 7편, 고등학생이 2편, 중학생이 2편으로 대학생 대상 연구가 가장 많았으며 아동 대상의 연구는 없었다. 논문 형태와 연구대상자를 종합하면 학술지 논문의 연구대상은 모두 대학생인 반면, 학위논문의 연구대상은 모두 중고등학생이었다. 연구대상자 성별은 11편 전부 남녀 모두를 대상으로 한 연구였다. 완벽주의 척도로는 FMPS를 사용한 논문이 2편, HMPS를 사용한 논문이 5편, FMPS와 HMPS를 모두 사용한 논문이 2편, FMPS, HMPS, APS-R 등 기존 완벽주의 척도들의 일부 하위요인을 혼합하여 사용한 논문이 2편이었다. 국내 출간된 완벽주의와 학업성취도 연구에서는 완벽주의를 측정하기 위해 주로 FMPS와 HMPS가 이용되었음을 알 수 있다. 학업성취도의 경우 다양한 측정도구가 사용되었는데, 그중 2편은 자기 보고한 학업성취도를 사용하였으며 나머지 9편은 학점, 학급 석차 등 객관적 지표를 사용하였다.

<표 1>

분석 대상 논문의 일반적 특성

(2) 완벽주의와 학교적응 논문의 일반적 특성

완벽주의와 학교적응 논문의 일반적 특성은 <표 1>과 같다. 완벽주의와 학교적응 간 관계를 연구한 논문은 2001년부터 출간되었으며, 2018년 이후 출간된 논문이 14편으로 최근 6년간 관련 연구가 늘어나는 추세를 보였다. 논문 형태는 학술지가 14편, 학위논문이 19편으로 학위논문의 비중이 더 높았다. 연구대상자는 대학생이 16편, 청소년이 10편, 아동이 7편이었다. 출간 형태와 연구대상자를 종합하면 아동 대상 연구의 형태는 모두 학위논문이었다. 연구대상자 성별은 남녀 모두를 대상으로 한 연구가 29편이었으며 성별이 기재되지 않은 논문이 3편, 여성만을 대상으로 실시한 연구가 1편이었다. 완벽주의 척도로 HMPS를 사용한 논문이 19편으로 가장 많았으며 연구자가 재구성한 척도를 사용한 논문이 6편, CAPS를 사용한 논문이 4편, FMPS를 사용한 논문이 3편이었다. 학교적응의 측정도구는 SACQ 대학생활적응척도가 12편으로 가장 많았으며 김용래(1993)의 학교생활적응척도가 9편, 박희석(2010)의 한국판 대학생활적응척도가 4편으로 그 뒤를 이었다.

2) 출판편향 분석

시각적으로 <그림 2>～<그림 5>의 Funnel Plot이 평균 효과크기를 중심으로 좌우대칭인 것을 확인할 수 있다. 효과크기와 표준오차의 관계에 대한 회귀 분석인 Egger’s regression test (Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997)는 Funnel plot의 비대칭성을 통계적으로 검증하기 위한 방법으로, 이를 실시한 결과는 <표 2>와 같다. 완벽주의 하위차원과 종속변인인 학업성취도, 학교적응에서 모두 ERI(Egger’s Regression Intercept)가 p<.05 수준에서 유의하지 않아, 초기값이 우연히 생긴 결과라는 영가설을 기각하지 못하였다. 따라서 시각적인 결과와 통계적 분석 결과 모두 출판편향의 가능성은 나타나지 않은 것으로 볼 수 있다.

<그림 2>

완벽주의 노력-학업성취도 간 Funnel Plot

<그림 3>

완벽주의 우려-학업성취도 간 Funnel Plot

<그림 4>

완벽주의 노력-학교적응 간 Funnel Plot

<그림 5>

완벽주의 우려-학교적응 간 Funnel Plot

<표 2>

출판편향 Egger’s test 결과

3) 평균효과크기 검정

(1) 완벽주의와 학업성취도

평균 효과크기 검정 결과를 <표 3>에 제시하였다. 총 10편의 연구에서 완벽주의 노력과 학업성취도의 평균 효과크기는 .169로, 작지만 유의했다(p=.009). 효과크기의 범위는 -.188부터 .448이었으며 이질성 검증 결과 통계적으로 유의하여(Q(9)=100.410, p<.001) 효과크기가 서로 동질적이지 않았다.

<표 3>

평균 효과크기 분석 결과

완벽주의 우려와 학업성취도의 경우, 총 10편의 연구에서 평균 효과크기는 .029로 유의하지 않았다(p=.602). 효과크기의 범위는 -.350부터 .360이었으며 이질성 검증 결과 통계적으로 유의하여(Q(9)=98.956, p<.001) 효과크기가 서로 동질적이지 않음을 나타냈다.

(2) 완벽주의와 학교적응

평균 효과크기 검정 결과를 <표 3>에 제시하였다. 총 27편의 연구에서 완벽주의 노력과 학교적응의 평균 효과크기는 .169로 작지만 유의했다(p<.001). 효과크기의 범위는 -.127부터 .480까지였으며 이질성 검증 결과 통계적으로 유의하여(Q(26)=228.178, p<.001) 효과크기가 서로 동질적이지 않음을 확인하였다.

총 33편의 연구에서 완벽주의 우려와 학교적응의 평균 효과크기는 -.170으로 작지만 부적으로 유의하였다(p<.001). 효과크기의 범위는 -.508부터 .291까지였으며 이질성 검증 결과 통계적으로 유의하여(Q(32)=622.700, p<.001) 효과크기가 서로 동질적이지 않음을 확인하였다.

4) 조절효과 검정

(1) 학교급의 조절효과

평균 효과크기의 이질성에 기여한 연구 특성을 확인하기 위하여 조절효과 분석을 실시한 결과는 <표 4>, <표 5>와 같다. 학교급의 조절효과를 검증한 결과, 완벽주의와 학업성취도에서 학교급의 조절효과는 통계적으로 유의하지 않았다. 구체적으로 완벽주의 노력과 학업성취도의 관계에서 대학생의 효과크기는 .184이고 중고등학생의 효과크기는 .142로, 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(B=-.043, 95% CI [-.274, .187]). 완벽주의 우려와 학업성취도의 관계에서 중고등학생의 효과크기는 .05 5이고 대학생의 효과크기는 -.015로, 마찬가지로 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(B=.070, 95% CI [-.161, .301]).

<표 4>

완벽주의 노력에서 학교급, 성별의 조절효과 검정

<표 5>

완벽주의 우려에서 학교급, 성별의 조절효과 검정

완벽주의와 학교적응의 관계에서는 학교급의 조절효과가 유의했다. 구체적으로 학교급을 초등학생, 중고등학생, 대학생으로 구분하여 메타 회귀분석을 실시하였을 때, 완벽주의 노력과 학교적응의 관계에서 학교급의 조절효과는 유의하였으며(Q=7.81, df=1, p=.005), 표본의 학교급이 증가할수록 완벽주의 노력이 학교적응에 미치는 정적 효과는 감소하였다(B=-.097, 95% CI [-.165, -.029]).

완벽주의 우려와 학교적응 간 관계에서 학교급을 조절변수로 메타 회귀분석을 실시한 결과, 학교급의 조절효과는 유의하였으며(Q=47.47, df=1, p<.001), 학교급이 올라갈수록 완벽주의 우려가 학교적응에 미치는 영향은 부적으로 증가하였다(B= -.222, 95% CI [-.286, -.159]).

(2) 성별의 조절효과

완벽주의와 학업성취도, 완벽주의와 학교적응 간 관계에서 성별의 조절효과를 확인하기 위하여 표본 내 여성 비율을 조절변수로 고려하여 메타 회귀분석을 실시하였다. 먼저 완벽주의 노력과 학업성취도의 관계에서 성별의 조절효과는 유의하지 않았다(Q=2.40, df=1, p=.121). 완벽주의 우려와 학업성취도의 관계에서는 성별의 조절효과가 유의했으며(Q=8.83, df=1, p=.003) 표본에서 여성 비율이 증가할수록 완벽주의 우려와 학업성취도의 효과크기가 감소하였다(B=-1.292, 95% CI [-2.143, -.439]). 한편, 완벽주의 노력과 학교적응의 관계에서 성별의 조절효과는 유의했다(Q=5.62, df=1, p=.018). 표본에서 여성 비율이 늘어날수록 완벽주의 노력과 학교적응 간 정적 효과크기가 감소하는 경향을 보였다(B=-.404, 95% CI [-.738, -.070]). 완벽주의 우려와 학교적응의 관계에서도 성별의 조절효과는 유의했다(Q=5.36, df=1, p=.021). 표본에서 여성 비율이 늘어날수록 완벽주의 우려와 학교적응 간 효과크기가 부적으로 증가하는 경향을 보였다(B=-.533, 95% CI [-.985, -.082]).

(3) 출판유형의 조절효과

완벽주의와 학업성취도, 완벽주의 학교적응 간 관계에서 출판유형에 따른 차이를 확인하기 위하여 조절효과 분석을 실시하였다. 출판유형을 학술지와 학위논문으로 구분하여 메타 ANOVA 분석을 실시하고 mixed and random effects option으로 검증한 결과는 다음과 같다. 먼저 완벽주의 노력과 학업성취도 간 효과크기는 학술지가 .184 (p=.037), 학위논문이 .142(p=.184)였다. 그러나 출판유형의 조절효과를 검증한 결과, 학위논문과 학술지 집단 간 효과크기가 동일하다는 영가설을 기각하지 못하였다(Q(1)=.096, p=.757). 즉, 학위논문과 학술지 집단 간 효과크기의 통계적 차이가 유의하지 않았다. 다음으로 완벽주의 우려와 학업성취도 간 효과크기는 학술지가 -.014(p=.861), 학위논문이 .057(p=.552)이었다. 출판유형의 조절효과를 분석한 결과, 학위논문과 학술지 집단 간 효과크기의 통계적 차이는 유의하지 않았다(Q(1)=.324, p=.569).

다음으로 완벽주의와 학교적응의 관계에서 출판유형의 조절효과를 검증하였다. 완벽주의 노력과 학교적응 간 효과크기는 학술지가 .115(p=.037), 학위논문이 .194(p<.001)으로 학위논문의 효과크기가 학술지보다 더 컸다. 그러나 출판유형의 조절효과를 분석한 결과, 학위논문과 학술지 집단 간 효과크기의 통계적 차이는 유의하지 않았다(Q(1)=1.423, p=.233). 완벽주의 우려와 학교적응 간 효과크기는 학술지가 -.258(p<.001), 학위논문 -.098(p=.063)로 학술지 집단의 효과크기만이 부적으로 유의했다. 조절효과 분석 결과, 학위논문과 학술지 집단 간의 효과크기가 동일하다는 영가설을 기각하여(Q(1)=4.235, p=.040) 두 집단 간 효과크기에 통계적으로 유의한 차이가 있었다.

4. 논 의

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