Korean Society of Leisure, Recreation & Park
[ Article ]
Korean Journal of Leisure, Recreation & Park - Vol. 42, No. 4, pp.53-66
ISSN: 1598-0413 (Print)
Print publication date 31 Dec 2018
Received 06 Nov 2018 Revised 10 Dec 2018 Accepted 24 Dec 2018
DOI: https://doi.org/10.26446/kjlrp.2018.12.42.4.53

대학생의 여가라이프스타일이 여가제약 및 진로태도성숙에 미치는 영향

현무성1 ; 정기홍1
1강남대학교
The Effects of Leisure Lifestyle on Leisure Constraint and Career Attitude of University Students
Moosung Hyun1 ; Kihong Joung1
1Kangnam University

Correspondence to: Joung, Ki-Hong Kangnam University, 40 Kangnam-ro, Giheung-gu, Gyeonggi-do, Korea Fax: +82-31-899-7079, E-mail: jkihong@naver.com

Abstract

The purpose of this study is to investigate the influence of leisure style of university students on leisure constraint and career attitude maturity. In order to achieve this goal, 491 students from four years universities in Seoul and Kyunggi province were surveyed from April to May, 2018. The collected questionnaires were analyzed using SPSS (Ver. 21)The following conclusions were drawn. First, sensory seeking among sub - factors of leisure life style of university students had significant negative effect on facility environment, lack of environment, time lack factor of leisure constraint, and leisure non -And had a positive (+) impact. Relationship centrality had a positive (+) effect on negative recognition and injury risk factors, and family centrality had a negative (-) effect on time shortage factors. Work centrality had a positive (+) effect on all subfactors of leisure constraint. Rational planning did not have a significant effect on leisure constraints. Second, among the sub - factors of leisure life style of university students, sensory seeking had a positive (+) effect on the purpose of career attitude maturity, and leisure non - ability had a positive (+) influence on purpose Had a significant negative impact. Relationship centrality has a significant negative effect on the purposefulness and a positive positive effect on the assurance. Family centrality has a significant negative impact on independence. Work centrality had a positive (+) effect on independence, and rational planning had a positive (+) effect on firmness. Third, among the sub - factors of leisure constraint of university students, the facility environment had a negative effect on the readiness factor of career attitude maturity, and the negative recognition had a significant negative effect on objective And had positive effects. The lack of circumstances had a significant negative impact on readiness and the risk of injury had a significant positive effect on independence and a significant negative effect on objective. The lack of time had a significant negative effect on the purpose, and a positive (+) influence on the independence.

Keywords:

leisure lifestyle, leisure constraint, career attitude, university students

키워드:

대학생, 여가라이프스타일, 여가제약, 진로태도성숙

Ⅰ. 서론

1. 연구의 필요성 및 목적

인간의 일생에 있어서 대학생의 시기는 자신을 깊이 있게 성찰하는 시기이며 더 나아가 자신의 적성과 직업을 탐색하며 또한 능력과 직업의 요구조건을 고려하여 적극적이며 구체적으로 진로를 결정하는 매우 중요한 시기이다. 하지만 우리나라 대학생들은 고등학교 때 까지 대학수학능력시험 점수에 매진하였고 본인의 적성에 대한 고민 보다는 수능점수를 통하여 대학과 전공을 결정하였다. 깊은 자기성찰 과정 없이 대학과 전공을 결정하다보니 대학생활 중 다수의 학생들의 중도자퇴, 전과, 편입, 공무원 시험 준비 등 다양한 경로로 본인 전공과 다른 진로변경을 하겠다는 현상이 빈번하게 나타나고 있다(이윤지, 2013).

신현균(2003)등은 대학생의 79%가 취업과 진로로 인해 상당한 불안과 스트레스를 받고 있다고 하였다. 이러한 결과는 대학생들의 스트레스, 불안, 좌절감, 갈등 등 부정적인 결과를 야기 시키고 있다. 또한 불만족한 대학생활 뿐만 아니라 신체건강, 정신건강과 대인관계에서도 부정적인 영향을 미칠 수 있으며 심각한 사회문제로 대두 될 가능성이 충분히 내포하고 있다. 대학생들의 여가 활동의 활발한 참여는 이러한 문제점들을 해결해 줄 수 있는 주요한 수단이다. 여가활동은 자기성찰의 과정을 경험하고 행복감을 느끼며 자기 경영의 근간이 된다고 하였다(이철원, 2011). 또한 여가활동은 행복과 직결되며 행복해지기 위해서 여가활동은 필수적인 요소라는 것은 연구를 통해 시사되어 왔다(윤소영, 2010).

여가라이프스타일은 다른 사람과 구별되는 특징적인 여가생활양식을 의미하며, 특정한 여가활동영역, 여가 가치관, 여가분야 등을 의미한다(오세숙, 2013). 단순히 여가 활동 유형을 분리한 것이 아니라, 여가참여에 영향관계가 있는 개인의 생활패턴과 심리적 특성을 고려한 여가 활동 유형이다. 이러한 여가라이프스타일은 기존의 인구통계학적 변인 보다 효과적으로 개인의 특정 여가 형태나 여가구조를 쉽게 파악 할 수 있다(차광섭, 정철, 김남조, 2012). 또한 대학생의 여가라이프스타일 연구는 사회진출을 준비하는 대학생을 대상으로 우리사회가 향후 어떠한 방향으로 변화할지 가늠하는 지표가 된다는 점에서도 의의 있다(박진경, 2013).

여가가 제공하는 다양한 편익에도 불구하고 여가를 참여하지 못하는 이유가 무엇인지 알아보는 시작이 바로 여가제약 연구의 시초이다(정철, 이훈, 2011) 여가제약이란 여가 참여를 제한하는 유형 또는 무형의 장애요인으로 사람들의 여가행동을 구체적으로 이해하기 위해서 긍정적 접근과 부정적 접근을 함께 조사 했을 때 의미 있는 연구가 될 수 있다고 하였다(Jackson, 2000). 이렇게 여가라이프스타일과 여가행동에 관련된 연구에서 여가제약 요인을 파악하는 것은 여가활동 참여집단에 대한 심층적 이해와 참여 집단의 특성을 파악할 수 있는 중요한 개념이다.

라이프스타일과 여가관련 선행연구를 살펴보면 라이프스타일과 여가만족, 삶의 만족, 여가몰입, 자아존중감, 생활만족, 여가태도(김지흔, 정민주, 2017; 송영숙, 2013; 이광수, 김진관, 2010; 유현순, 박명국, 2010; 임영삼, 안병욱, 2011)등 다양변인에 대하여 연구를 진행하였다. 하지만 이들 연구에서 사용된 라이프스타일은 삶에서 개인의 태도, 관심이나 의견등에 관한 생활양식을 의미하는 것으로 일반생활양식 보다는 여가와 관련한 상황특수적인 생활양식을 사용하는 것이 더욱 효과적임을 밝혔다(Ziviani, Cuskelly, 2006).

진로태도성숙은 진로발달 수준을 뜻하는 것으로 진로 선택과 결정에서 개인의 발달 및 준비 정도를 말하며 진로발달 과정의 진로 인지와 태도의 준비정도라 할 수 있다(김응준, 최형준, 2013).

대학생의 여가와 진로에 관련된 선행연구를 살펴보면 정기홍, 윤영선, 안동수(2017)는 대학생의 여가 기능이 여가 제약 및 진로준비행동에 영향을 준다고 보고하였고 최유림, 주석범, 김형룡(2011)은 여가스포츠 참여는 진로행동에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 안동수, 윤영선(2015)등의 연구에서는 대학생의 여가 인식과 여가태도는 진로준비행동에 영향을 미친다는 것으로 나타났다. 이밖에도 대학생의 여가스포츠 참여와 자아존중감 및 진로준비행동의 관계 연구(임태성, 김주용, 이호열, 2014), 대학생의 여가참여와 진로결정자기효능감의 관계 연구(김응준, 최형준, 2013)등이 있다. 그러나 이러한 선행 연구 대부분이 단순 여가 참여 또는 참여 유형이 진로에 미치는 관계를 보고 있어 여가학의 세부적인 주요 변인이 진로와 취업의 관계를 살펴볼 필요성이 제기 된다.

따라서 본 연구는 여가라이프스타일과 여가제약에 따른 진로태도성숙의 영향관계를 파악하여 대학생활에서의 진로스트레스를 줄이고 건전한 여가활동 참여를 권장하는데 목적이 있다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위해 아래와 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 대학생의 여가라이프스타일이 여가제약에 미치는 영향력 관계는 어떠한가? 둘째, 대학생의 여가라이프스타일이 진로태도성숙에 미치는 영향력 관계는 어떠한가? 셋째, 대학생의 여가제약이 진로태도성숙에 미치는 영향력 관계는 어떠한가?


Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 표집

2018년 4월부터 5월까지 서울, 경기도 소재 대학교에 재학 중인 학생을 대상으로 실시하였다. 조사대상의 표집방법은 비확률 표본추출법 중 편의추출법을 사용하여 서울 지역 250명, 경기지역 250명씩 총 500명을 표집 하였다. 그 가운데 불성실하게 응답한 9명의 자료를 제외한 총 491부의 설문지를 최종분석에 사용하였다. 전체적인 연구대상의 특성은 다음의 <표 1>과 같다.

인구사회학적 특성

2. 측정도구

본 연구에서 사용한 조사도구는 연구대상자의 기초배경을 묻는 4문항, 여가라이프스타일 측정도구는 손영미, 오세숙, 우성남(2010)이 준거타당고 검증 연구를 통해 6개 하위요인 총35문항으로 구성하였다. 여가제약 측정도구는 황선환과 한승진(2012)이 여가활동 유형에 따른 여가제약을 규명하고자 개발한 여가제약 즉정 도구를 사용하였다. 5개 하위요인 총23문항으로 구성하였다.

진로태도성숙 측정도구는 이기학(1997)의 진로태도성숙 검사를 사용하였다. 측정도구는 5개 하위요인(결정성, 목적성, 독립성, 확신성, 준비성) 총47문항으로 구성 하였다.

각 변인의 측정을 위한 각 설문문항은 5단계 Likert 척도로 구성하였으며 설문지의 구성은 <표 2>와 같다.

설문지의 구성

3. 타당도 및 신뢰도 검정

다음의 <표 3>은 여가라이프스타일 측정 도구의 타당성을 검증하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다.

여가라이프스타일의 타당도 및 신뢰도

요인부하량이 .6이상인 문항을 추출하여 총 27문항과 6개의 하위요인이 도출되어 각각 ‘감각추구성’, ‘여가무기력성’, ‘관계중심성’, ‘가족중심성’, ‘일중심성’, ‘합리적계획성’으로 명명하였다. 누적적된 분산은 62.760으로 나타나고 있으며 K.M.O.의 표준적합도 수치는 .800로 1에 근접하여 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있다. Cronbach's α 값의 신뢰도 검증 결과 .756∼.890로 나타나 비교적 안정 된 신뢰도 수치를 나타내고 있다.

다음의 <표 4>는 여가제약 측정도구의 타당성을 검증하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .5이상인 문항을 추출하여 총 21문항과 5개의 하위요인이 도출되어 각각 ‘시설환경’, ‘부정인식’, ‘여건부족’, ‘부상위험’, ‘시간부족’으로 명명하였다.

여가제약의 타당도 및 신뢰도

누적된 분산은 66.057로 나타나고 있으며 K.M.O.의 표준적합도 수치는 .886로 1에 근접하여 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있다. Cronbach's α 값에 의한 신뢰도 검증 결과 .785∼.882로 나타나 비교적 안정된 신뢰도 수치를 나타내고 있다.

진로태도성숙 측정도구의 타당성을 검증하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .6이상인 문항을 추출하여 총20문항과 5개의 하위요인이 도출되어 각각 ‘목적성’, ‘결정성’, ‘독립성’, ‘확신성’, ‘준비성’으로 명명하였다. 누적된 분산은 62.790으로 나타났으며 K.M.O.의 표준적합도 수치는 .811로 1에 근접하여 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있다. Cronbach's α 값에 의한 신뢰도 검증 결과 .740∼.846로 나타나 비교적 안정된 신뢰도 수치를 나타내고 있다. 검정결과는 <표 5>와 같다.

진로태도성숙의 타당도 및 신뢰도

4. 자료처리

본 연구에서 질문지를 사용하여 조사하였으며 회수된 질문지 중 이용할 수 없다고 판단되는 자료를 제외한 후 코딩작업을 진행하였다. 질문지 중 질문문항이 부정형의 자료는 역코딩 작업을 실시한 후 IBM SPSS(Win. Ver. 21) 프로그램을 이용하여 다음과 같은 분석기법으로 결과를 도출하였다.

첫째, 연구대상자의 일반적 특성을 살펴보기 위하여 빈도분석을 실시하였다.

둘째, 조사도구의 타당도를 검증하기 위하여 주성분분석을 통한 인자계수의 추출과 베리맥스(Varimax) 회전을 통하여 인자행렬을 단순 구조화 하였다. 셋째, Cronbach′s α검사를 통한 각 요인의 신뢰도를 검증하였다. 넷째, Pearson의 상관분석을 실시하여 각 하위요인 간의 상관정도를 분석하였다. 다섯째, 다중회귀분석을 이용하여 각 변인의 영향력 관계를 살펴보았다.


Ⅲ. 결과

1. 상관관계분석

대학생의 여가라이프스타일, 여가제약 및 진로태도성숙의 하위요인 간 상관관계를 살펴보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시한 결과이다. 여가제약의 하위요인은 진로준비행동의 하위요인과 부(-)적 상관관계를 보이고 있다. 또한 유의한 상관관계가 도출된 요인간의 상관계수가 .7을 초과하지 않았으며 이는 상호독립적인 관계를 유지하고 있는 것으로 판단할 수 있다. 해당 결과는 <표 6>과 같다.

각 변인의 상관관계

2. 여가라이프스타일이 여가제약에 미치는 영향

대학생의 여가라이프스타일이 여가제약에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 여가라이프스타일이 여가제약의 하위요인인 시설환경에 미치는 영향력은 여가무기력성(β=.340, t=8.008), 일중심성(β=.165, t=3.917)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 감각추구성(β=.174, t=2.267)은 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 22.1%를 설명하고 있으며 F값은 24.122(p=.000)인 것으로 조사되었다. 여가라이프스타일이 부정인식에 미치는 영향력은 여가무기력성(β=.321, t=7.703), 일중심성(β=.262, t=6.327), 관계중심성(β=.144, t=3.570)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 24.8%를 설명하고 있으며 F값은 27.934(p=.000)인 것으로 조사되었다.

여가라이프스타일이 여건부족에 미치는 영향력은 일중심성(β=.455, t=11.451), 여가무기력성(β=.198, t=4.944)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 감각추구성(β=-.078, t=-1.997)은 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 30.9%를 설명하고 있으며 F값은 37.487(p=.000)인 것으로 조사되었다. 다중회귀분석 결과는 <표 7>과 같다.

여가라이프스타일이 여가제약에 미치는 영향

여가라이프스타일이 부상위험에 미치는 영향력은 일중심성(β=.222, t=4.961), 여가무기력성(β=.181, t=4.014), 관계중심성(β=.132, t=3.033)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 12.2%를 설명하고 있으며 F값은 12.361(p=.000)인 것으로 조사되었다. 여가라이프스타일이 시간부족에 미치는 영향력은 여가무기력성(β=.242, t=5.390), 일중심성(β=.169, t=3.777)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 가족중심성(β=-.122, t=-2.813), 감각추구성(β=-.100, t=-2.295)은 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 12.6%를 설명하고 있으며 F값은 12.807(p=.000)인 것으로 조사되었다.

3. 여가라이프스타일이 진로태도성숙에 미치는 영향

대학생의 여가라이프스타일이 진로태도성숙에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 여가라이프스타일이 진로태도성숙의 하위요인인 목적성에 미치는 영향력은 감각추구성(β=.124, t=2.787)이 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 여가무기력성(β=-.228, t=-4.959), 관계중심성(β=-.104, t=-2.349)의 순으로 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 8.8%를 설명하고 있으며 F값은 8.886(p=.000)인 것으로 조사되었다. 여가라이프스타일이 결정성에 미치는 영향력은 여가무기력성(β=.113, t=2.374)만이 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 1.8%를 설명하고 있으며 F값은 2.516(p=.021)인 것으로 조사되었다. 여가라이프스타일이 독립성에 미치는 영향력은 여가무기력성(β=.168, t=3.670), 일중심성(β=.116, t=2.540)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 가족중심성(β=-.212, t=-4.792)은 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 8.9%를 설명하고 있으며 F값은 8.972(p=.000)인 것으로 조사되었다.

여가라이프스타일이 확신성에 미치는 영향력은 관계중심성(β=.104, t=2.274), 합리적계획성(β=.104, t=2.195)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

회귀 결정계수는 총변량의 약 3.1%를 설명하고 있으며 F값은 3.648(p=.001)인 것으로 조사되었다.

여가라이프스타일이 준비성에 미치는 영향력은 합리적계획성(β=.132, t=2.772)이 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 2.5%를 설명하고 있으며 F값은 3.074(p=.006)인 것으로 조사되었다. 결과는 <표 8>과 같다.

여가라이프스타일이 진로태도성숙에 미치는 영향

4. 여가제약이 진로태도성숙에 미치는 영향

대학생의 여가제약이 진로태도성숙에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 여가제약이 진로태도성숙의 하위요인인 목적성에 미치는 영향력은 부정인식(β=-.271, t=-4.986), 부상위험(β=-.134, t=-2.799), 시간부족(β=-.109, t=-2.191)의 순으로 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 17.5%를 설명하고 있으며 F값은 21.749(p=.000)인 것으로 조사되었다. 한편 여가제약의 모든 하위요인은 결정성에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 조사되었다. 여가제약이 독립성에 미치는 영향력은 시간부족(β=.245, t=4.782), 부상위험(β=.127, t=2.580)의 순으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 12.7%를 설명하고 있으며 F값은 15.197(p=.000)인 것으로 조사되었다.

여가제약이 확신성에 미치는 영향력은 부정인식(β=.172, t=2.909)이 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 1.8%를 설명하고 있으며 F값은 2.822(p=.016)인 것으로 조사되었다.

여가제약이 준비성에 미치는 영향력은 부정인식(β=.333, t=8.895)이 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 여건부족(β=-.187, t=-3.879), 시설환경(β=-.098, t=-2.015) 의 순으로 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀 결정계수는 총변량의 약 10.8%를 설명하고 있으며 F값은 12.912(p=.000) 인 것으로 조사되었다. 결과는 <표 9>과 같다.

여가제약이 진로태도성숙에 미치는 영향


Ⅳ. 논의

본 연구에서 대학생의 라이프스타일, 여가제약 및 진로태도성숙의 영향력 관계를 규명하는데 목적이 있으며 도출된 결과를 바탕으로 논의하려고 한다.

1. 여가라이프스타일과 여가제약의 영향력 관계

대학생의 여가라이프스타일과 여가제약의 영향력관계를 살펴본 결과 여가라이프스타일의 감각추구성은 여가제약의 시설환경, 여건부족, 시간부족에 유의한 부(-)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 여가무기력성과 일중심성은 여가제약의 모든 하위 요인에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

관계중심성은 부정인식과 부상위험에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으며, 가족중심성은 시간부족에 유의한 부(-)적인 영향을 미쳤다. 합리적 계획성은 여가제약의 모든 하위요인에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

이는 남들과 구별되는 독특한 여가를 좋아하고 스릴 있고 도전적이며 자신에 한계에 도전적인 여가생활을 추구하는 감각 추구성 여가라이프스타일은 여가제약의 시설환경이나 여건부족, 시간부족에 제약을 덜 받는 것으로 나타났다. 이는 고등학교에서 각종 규제로 받은 스트레스와 입시 위주의 교육으로 여가활동을 접하지 못했던 억압된 욕구를 표출로 감각적이고 자극적인 여가 활동 갈망이라고 판단된다. 박민규(2008)등은 대학생은 자신의 정체성을 깨우치고 남들과 차별화된 여가욕구를 표출하려는 경향이 강하다고 하였다. 또한 여가라이프스타일의 하위 요인 중 감각추구성, 관계중심성을 추구하는 집단이 긍정적인 경험을 상대적으로 많이 하게 된다(손영미, 오세숙, 2011).

대학생의 여가시간에 본인의 의미를 찾지 못하고 무었을 해야 하는지 조차 모르는 무기력적 여가라이프스타일은 여가에 관련된 모든 제약을 받는 것으로 생각되어 여가활동 참여조차 안하는 성향을 보이는 것을 유추 할 수 있다. 이는 김홍록(2009)등의 연구에서 소극적이고 정적인 여가보다 신체를 활발히 움직이는 적극적 여가가 대학생들의 학교만족과 연관이 있다고 하였다. 이러한 결과를 토대로 현재 대학생들에게 여가활동을 적극 권장해야하며 여가시간을 올바르게 사용할 수 있도록 다양한 여가교육도 필요하다고 할 수 있겠다. 또한 여가시간에도 일을 생각하고 일 때문에 여가를 포기 하는 등 여가보다 일을 중요하게 생각하는 일 중심적 여가 생활을 하는 것도 여가제약에 모든 요인에 영향을 받는 것으로 나타났다. 이는 손영미(2010)등에서 나타난 연구와 같이 일중심적 여가생활을 하는 것은 여가활동을 하는 동안 우울감을 더 많이 경험하고 여가시간을 시간낭비 등으로 여기는 경향이 있어 여가 활동을 참여하는 것에 대한 부정적 정서를 경험할 가능성을 시사하고 있다.

여러 명이 함께하는 여가활동을 선호하고 여가활동을 통하여 인간관계를 넓히는 것을 중요하게 생각하는 관계 중심성 여가라이프스타일은 부정인식과 부상위험에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 여가활동 자체에 매력을 느끼기보다 여가활동을 대인관계를 넓히려는 등 도구적 여가활동으로 사용하게 되면서 여가의 근원적인 요인인 만족감, 행복감, 즐거움, 성취감 등을 느끼는 데 어려움이 있음을 보여주는 것으로 판단되었다. 여가활동 자체가 주는 진정한 만족감, 행복감, 즐거움, 성취감등을 영위할 수 있도록 하는 것이 향후 중요한 과제임을 보여주는 것으로 이해할 수 있다.

2. 여가라이프스타일과 진로태도성숙의 영향력 관계

대학생의 여가라이프스타일과 진로태도성숙에 영향력관계를 살펴 본 결과 대학생의 여가라이프스타일의 하위요인 중 감각추구성은 진로태도성숙의 목적성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 여가무기력성은 목적성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며 독립성과 결정성에는 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 관계중심성은 목적성에는 유의한 부(-)적 영향을 확신성에는 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 가족중심성은 독립성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤고 일중심성은 독립성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 합리적 계획성은 준비성과 확신성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다.

도전적이고 개성강하며 창조적 여가를 통하여 자아실현 및 자기개발과 삶의 의미를 찾으려는 의식이 강한 감각추구성 라이프스타일을 선호하는 사람은 자기 주관이 뚜렷하고 본인에 진로주관도 명확하다는 것을 알 수 있다. 진로를 선택 시 승진이나 보상보다는 자기개발, 대인관계등을 선호하는 사람으로서 현실과 사회적 수용가능성을 조화 시킬 수 있는 것으로 나타났다. 또한 여가무기력성이 높은 사람은 일의 의미를 경제적 보상등과 같은 외적 가치에 더 중점을 두고 있고 할 수 있다. 반면 선호하는 진로 및 직업의 방향과 진로 선택을 독립적으로 할 수 있는 정도는 높은 것으로 나타났다.

가족중심성은 진로 선택에서 가족에 대한 의존도가 높은 것으로 나타났고 반면 일중심성은 다른 사람 의견 보다는 스스로 결정을 따르는 주체성이 높은 사람으로 나타났다. 합리적 계획성은 현명한 진로선택에 대한 필요한 정보와 올바른 의사결정 능력을 나타낸다. 박지운(2014)은 진로에 대한 선택의 관계에 여가생활이 낙관적인 삶과 관련이 있기 때문에 여가에 중요성을 인지시키고 자신의 스타일에 맞는 다양한 활동을 제안해야 한다고 주장하였다. 또한 최용혁(2017)은 예술계열 대학생의 동아리 활동과 진로 성숙도를 연구한 결과 참여도가 높을수록 진로 성숙도가 높다고 하여 연구결과가 일부 일치한다 할 수 있다. 하지만 여가활동에 너무 많은 시간을 투자하여 여가 활동에 심취해있으면 직업 탐색에 방해 요소로 작용함을 간과해서는 안될 것이다.

3. 여가제약과 진로태도성숙의 영향력 관계

대학생의 여가제약의 하위요인 중 시설환경은 진로태도성숙의 준비성 요인에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 부정인식은 목적성에 유의한 부(-)적 영향을 확신성과 준비성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다. 여건부족은 준비성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤고 부상위험은 목적성에는 유의한 부(-)적 영향을 독립성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다. 시간부족은 목적성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 독립성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다.

이러한 결과는 관광전공 대학생의 여가제약과 진로성숙의 관계를 연구한 양진연(2015)의 연구와 일치하며 전공의 차이 보다 여가제약이 진로준비와 결정에 영향력을 미친다고 주장하고 있다. 또한 여가를 남는 시간으로 간주하는 등 여가에 대해 부정적 인식은 진로태도성숙에 부정적 영향을 미쳤다는 안동수, 윤영선(2015)의 연구와 일부 일치하고 있다. 즉, 여가시간에 대한 부족, 여가에 대한 부정 인식, 여가활동의 시설 부재, 부상에 대한 부담 등은 진로태도성숙에 영향을 미친다는 것은 대학생들 여가활동에 있어 긍정적, 부정적 요인을 스스로 분석하며 자신의 능력을 돌아보고 자신이 상황을 이해하는 계기로 작용한다는 것을 알 수 있다. 이는 노용구, 윤영선, 안동수(2016)의 연구에서 여가의 긍정적 요소만 강조되면 도리어 진로태도성숙에 오히려 방해가 된다고 주장한 결과와 일치한다고 볼 수 있다.

따라서 대학생들은 여가라이프스타일 유형에 따라 여가활동 참여에 순기능과 역기능에 이해가 필요하며 극복 가능한 제약요소를 인지하고 활용하여 대학생활 중 자신에게 적절한 여가활동을 확보하면 향후 진로선택에 있어 중요한 요소로 작용할 수 있을 것이다.


Ⅴ. 결론 및 제언

1. 결론

본 연구는 대학생이 여가라이스타일이 여가활동 참여의 제약 및 대학생의 진로태도성숙 간의 영향력을 규명하고자 하였다. 이러한 목적을 달성하기 위하여 2018년 4월부터 5월까지 서울 및 경지도 소재 4년재 대학생 총 491명을 대상으로 질문지를 이용한 조사를 실시하였으며 회수된 질문지는 SPSS(Ver. 21) 통계프로그램을 이용하여 분석하였고 다음과 같은 결론을 도출하였다.

첫째, 대학생의 여가라이프스타일의 하위요인 중 감각추구성은 여가제약의 시설환경, 여건부족, 시간부족 요인에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 여가무기력성은 여가제약의 모든 하위요인에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 관계중심성은 부정인식, 부상위험 요인에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 가족중심성은 시간부족 요인에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤다. 일중심성은 여가제약의 모든 하위요인에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 합리적 계획성은 여가제약에 유의한 영향을 미치지 않았다.

둘째, 대학생의 여가라이프스타일의 하위요인 중 감각추구성은 진로태도성숙의 목적성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 여가무기력성은 목적성에는 유의한 부(-)적 영향을 결정성과 독립성에는 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 관계중심성은 목적성에는 유의한 부(-)적 영향을 확신성에는 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다. 가족중심성은 독립성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤다. 일중심성은 독립성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 합리적 계획성은 준비성과 확신성에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다.

셋째, 대학생의 여가제약의 하위요인 중 시설환경은 진로태도성숙의 준비성 요인에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 부정인식은 목적성에 유의한 부(-)적 영향을 확신성과 준비성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다. 여건부족은 준비성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤고 부상위험은 목적성에는 유의한 부(-)적 영향을 독립성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다. 시간부족은 목적성에 유의한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 독립성에는 유의한 정(+)적인 영향을 미쳤다.

2. 제언

본 연구에서는 여가활동 참여 대학생의 여가라이프스타일이 여가제약 및 진로태도 성숙의 영향력관계를 조사함으로써 건전한 여가생활에 대한 습관이 대학생의 진로선택과 결정으로 이어질 수 있음을 밝히고자 하였다. 본 연구에서 도출된 결과 및 논의를 바탕으로 아래와 같이 제언하고자 한다.

첫째, 조사대상 선별을 서울과 경기 지역으로 한정하여 지역 차이를 검증하지 못하였다. 향후 연구에서는 보다 광범위한 지역 대학생을 포함하여 지역적 차이에 대한 결과가 제시되어야 할 필요성이 있다. 둘째, 설문지를 이용한 측정에 조사대상자의 심리적 요인을 충분히 고려하지 못하였다. 향후 연구에서는 질적 연구를 통한 검증이 필요하겠다. 셋째, 본 연구에서 대학생의 여가활동 참여가 진로문제 해결에 긍정적 작용을 할 수 있다는 연구결과가 도출되었다. 이를 토대로 대학 및 정부 기관에서는 진로 및 취업관련 정책을 수립할 때 여가활동에 대한 정책의 접목 시도가 이루어져야 할 것이다.

Acknowledgments

본 연구는 (2016 학년도) 강남대학교 교내연구비 지원에 의해 수행되었음.

참고문헌

  • 김응준, 최형준, (2013), 여가참여 대학생 진로태도 성숙척도의 심리측정학적 특성, 한국웰니스학회지, 8(2), p83-92.
  • 김지흔, 정민주, (2017), 골프장 이용객의 라이프스타일에 따른 삶의 질과의 영향관계 연구 - 여가만족과 삶의 만족의 매개효과, 유통경영학회지, 20(2), p76-85.
  • 김홍록, 이광욱, (2009), 대학생의 여가활동 참여유형과 웰니스지수의 관계, 한국여가레크리에이션학회지, 33(3), p85-94.
  • 노용구, 윤영선, 안동수, (2016), 대학생의 여가경험이 여가유능감 및 진로준비행동에 미치는 영향, 한국체육학회지, 55(5), p529-538.
  • 박민규, 박순희, (2008), 여자대학생의 여가소비성향 유형에 관한 연구, 한국여가문화학회, 6(2), p83-107.
  • 박진경, (2013), 한국대학생들의 여가 특성, 관광학연구, 37(10), p163-182.
  • 박지운, (2014), 교사들의 직업정성 일치도, 직무만족도와 은퇴후 진로미래태도의관계, 미간행석사학위논문, 이화여자대학교 대학원.
  • 손영미, 오세숙, (2011), 문화적응이론의 전개와 여가 연구 동향, 여가 및 레크리에이션 학술대회, p76-102.
  • 손영미, 오세숙, 우성남, (2010), 여가라이프스타일 척도 준거타당도 검증연구, 한국여가레크리에이션학회지, 34(2), p111-124.
  • 송영숙, (2013), 라이프스타일 유형과 여가활동 특성에 따른 여가만족의 차이분석, 한국엔터테이먼트산업학회논문지, 7(1), p10-20.
  • 신현균, 장재윤, (2003), 대학 4학년생의 성격특성과 성별에 따른 취업 스트레스 및 정신건강, 한국심리학회지, 18(2), p399-417.
  • 안동수, 윤영선, (2015), 대학생의 여가인식이 여가 태도 및 진로준비해동에 미치는 영향, 한국체육학회지, 54(4), p619-629.
  • 양진연, (2015), 관광전공 대학생의 인지적 여가태도, 대인적 여가제약, 진로성숙과의 영향 관계 연구, 한국관광산업학회, 40(4), p61-81.
  • 양진현, 감동현, (2016), 대학생의 여가참여유형과 여가만족, 진로성숙과의 영향관계 연구, 대한관광경영학회, 31(4), p407-426.
  • 오세숙, (2013), 대도시 대학생의 여가라이프스타일과 미디어 이용에 관한 연구, 한국웰니스학회지, 8(2), p15-25.
  • 유현순, 박명국, (2010), 볼링참여자의 라이프스타일, 여가태도, 여가몰입, 생활만족의 구조적 관계, 한국체육교육학회지, 15(3), p109-122.
  • 윤소영, (2010), 행복의 본질적요소로서 여가경험에 대한 접근, 여가학연구, 8(1), p45-60.
  • 이광수, 김관진, (2010), 대학생의 여가스포츠 참여동기와 라이프스타일이 여가만족, 여가몰입 및 자아존중감에 미치는 영향, 한국여가레크리에이션학회지, 34(2), p59-70.
  • 이기학, (1997), 진로태도 측정도구의 타당화를 위한 도구, 진로교육연구, 8(1), p219-255.
  • 이윤지, (2013), 사회복지학 전공 대학생들의 진로 자기효능감과 진로정체성이 진로결정수준에 미치는 영향, 경기대학교 대학원, 석사학위논문.
  • 이철원, (2011), 여가는 유혹이다, 레인보우스.
  • 임영삼, 안병욱, (2011), 승마동호인의 라이프스타일과 여가 몰입, 여가만족, 생활만족간의 관계모형 검증, 한국여가레크리에이션학회지, 35(2), p77-88.
  • 임태성, 김주용, 이호열, (2014), 대학생의 여가스포츠참여와 자아존중감 및 진로준비행동의 관계, 한국사회체육학회지, 58(1), p581-595.
  • 정기홍, 윤영선, 최철영, (2017), 대학생의 여가기능이 여가제약 및 진로준비행동에 미치는 영향, 한국여가레크리에이션학회지, 41(3), p30-43.
  • 정철, 이훈, (2011), 여가제약과 여가동기의 구조적 관계, 한국관광학회, 35(1), p53-71.
  • 차광섭, 정철, 김남조, (2012), 여가라이프스타일을 이용한 노인여행자 시장세분화 연구, 관광레저연구, 24(5), p27-46.
  • 최용혁, (2017), 예술계열 대학생의 동아리활동이 진로결정자기효능감 및 진로성숙도에 미치는 영향, 미간행석사학위논문, 중앙대학교 대학원.
  • 최유림, 주석범, 김형룡, (2011), 여가스포츠 참여 대학생들의 자기관리전략과 다중역할기제가 진로행동에 미치는 인과적 모형, 한국여가레크리에이션학회지, 25(2), p115-126.
  • 황선환, 한승진, (2012), 여가스포츠활동 유형별 여가제약 분석, 한국콘텐츠학회논문지, 12(9), p422-433.
  • Jackson, E. L., (2000), Will research on leisure constraints still be relevant in the twenty-first century?, Journal of Leisure Research, 32(1), p62-68. [https://doi.org/10.1080/00222216.2000.11949887]
  • Ziviani, J. M., Cuskelly, M., (2006), Generaselfconceptand life satisfaction for boys with differing levels of physical coordination: Therole of goal or ientations and leisure participation, Human Movement Science, 25, p839-860.

표 1.

인구사회학적 특성

구분 빈도 퍼센트
성별 266 54.2
225 45.8
학년 1학년 91 18.5
2학년 152 30.9
3학년 125 25.4
4학년 123 25.1
전공 인문계열 96 19.6
사회계열 42 8.6
법학계열 4 0.8
사범계열 62 12.6
이학계열 6 1.2
공학계열 67 13.6
상경계열 6 1.2
의학계열 5 1.0
예술계열 25 5.1
체육계열 178 36.3
여가
활동
참여
이유
피로회복 및 휴식 98 20.0
스트레스 해소 166 33.8
건강유지 및 체력증진 73 14.9
자기만족 111 22.6
대인관계 및 사교 29 5.9
새로운 지식 습득 8 1.6
기타 6 1.2
491 100.0

표 2.

설문지의 구성

구분 구성지표 문항수
개인적 특성 성별, 학년, 전공,
여가참여이유
4
여가
라이프스타일
감각추구성 6
여가무기력성 8
관계중심성 6
가족중심성 5
일중심성 4
합리적계획성 6
여가제약 시설환경 6
부정인식 6
여건부족 4
부상위험 4
시간부족 3
진로태도성숙 결정성 10
목적성 8
확신성 10
준비성 10
독립성 9
총 문항 수 109

표 3.

여가라이프스타일의 타당도 및 신뢰도

구분 감각
추구성
여가
무기력성
관계
중심성
가족
중심성

중심성
합리적
계획성
K.M.O측도=.800, Bartlett의 구형성=5551.937 p=.000
남들이 하지 않는 여가활동을 하는 것이 좋음 .867 -.092 .021 .012 -.023 .050
개성 있는 여가 활동이 좋음 .828 -.041 .110 .025 -.003 .010
모험적인 여가활동을 좋아함 .826 .012 .093 -.041 -.067 .021
스릴감을 느낄 수 있는 여가활동을 좋아함 .796 .045 .068 -.067 -.086 .018
남들과 구별되는 독특한여가가 좋음 .751 -.114 .031 .028 .006 -.004
한계에 도전할 수 있는 여가활동을 선택함 .713 .113 .019 .022 -.066 .233
막상 여가시간이 생겨도 특별히 할 일이 없음 -.040 .834 -.001 -.092 .112 .073
여가시간에 무엇을 해야 할지 모르겠음 -.083 .802 -.023 -.094 .102 .053
여가활동을 막상 하려고 하면 귀찮아짐 .013 .793 .027 .064 .082 .055
주말에 별 의미 없이 시간을 보내는 것 같음 -.042 .743 .120 .082 .004 .126
하고 싶은 여가활동이 있어도 다음으로 미루는 편임 .068 .711 .014 .042 .151 .073
여러 명이 함께 하는 여가활동을 선호함 .182 .022 .776 -.010 -.016 .079
주로 혼자 하는 여가를 즐김 -.104 .052 .763 .027 .172 -.070
혼자 하는 활동을 좋아함 -.165 .000 .728 -.029 .242 -.090
여가활동을 통해 인간관계를 넓히는 것을 중요하게 생각함 .183 -.022 .723 .036 -.045 .112
여가활동을 함께 하는 동료와 친밀해지기 위해 노력함 .247 .092 .642 -.047 -.069 .108
가족과 함께 할 수 있는 여가활동을 즐기는 편임 .000 -.020 .006 .877 .021 .124
주말에는 가족 중심으로 움직임 .070 -.086 -.047 .835 .017 .048
내가 하고 싶은 여가활동보다는 가족이 원하는 것을 주로 하는 편임 -.009 -.074 .009 .752 -.078 .165
가족과 함께 하는 여가활동이 없음 -.094 .246 .018 .680 .152 -.073
일을 하지 않으면 불안함 -.100 .067 .048 .055 .778 -.042
일 때문에 여가시간을 포기한 적이 많음 .012 .092 -.017 .060 .763 .055
여가보다 일이 중요함 -.044 .085 .127 .073 .729 -.091
여가시간에도 일을 생각할 때가 많음 -.052 .167 .051 -.110 .702 .018
여가비용을 계획적으로 사용하는 편임 .021 .105 .011 .071 .031 .834
여가에 관한 정보를 잘 활용하는 편임 .112 .159 .072 .100 .025 .721
여가계획을 구체적으로 세워 실행하는 편임 .079 .064 .039 .072 -.099 .721
고유값 4.052 3.237 2.722 2.584 2.418 1.932
%분산 15.007 11.990 10.080 9.570 8.956 7.157
%누적 15.007 26.997 37.077 46.647 55.603 62.760
신뢰도 .890 .847 .785 .798 .756 7.89

표 4.

여가제약의 타당도 및 신뢰도

구분 시설환경 부정인식 여건부족 부상위험 시간부족
K.M.O측도=.886, Bartlett의 구형성=5036.904, p=.000
주위의 가까운 곳에서 여가활동을 즐길만한 곳이 없음 .856 .135 .088 .021 .099
여가활동을 즐기기에는 안전시설이나 환경이 부족함 .852 .047 .202 .092 .056
여가시설의 수준이 낮음 .802 .180 .095 .007 .155
편한 시간에 이용할 수 있는 여가 시설이나 공간이 없음 .790 .108 .199 .034 .048
집, 학교 근처에 이용할 수 있는 여가시설이나 장소 없음 .775 .150 .072 .004 .138
여가시설을 이용하는 사람이 너무 많아 복잡함 .517 .195 .108 .157 -.120
여가활동이 나에게 크게 중요하지 않음 .165 .785 .149 .040 -.009
여가활동을 하는 데 나만 불이익을 받고 있다고 생각함 .181 .742 -.007 .181 .328
여가활동을 통하여 만족감, 행복감, 즐거움을 느끼지 못함 .234 .720 .027 .107 .113
여가활동을 통하여 성취감을 느끼지 못함 .164 .696 .123 .154 .092
여가활동을 하는 데 성적 차별을 받음 .097 .631 .078 .142 .384
여가활동이 일상생활을 방해한다는 생각이 듬 .016 .571 .207 .286 .133
학업이나 가사일 때문에 피곤해서 여가활동을 할 수 없음 .144 .122 .838 .096 .058
학업이나 가사일 때문에 여가활동을 할 만한 시간이 부족함 .173 .006 .823 .007 -.042
내 사회 상황이 여가를 즐길만한 상태가 아님 .183 .163 .800 .101 .083
취업불안이나 실업으로 인해 여가를 즐길 마음의 여유 없음 .140 .162 .656 .202 .249
여가활동을 하다가 다칠까 걱정이 됨 .078 .172 .160 .883 .014
여가활동을 하다가 실수하거나 다칠 생각을 하면 두려움 .082 .180 .192 .853 .084
여가활동에 대해 좌절한 경험이나 나쁜 기억이 있음 .051 .256 -.027 .610 .284
아르바이트등으로 여가 활동 시간이 부족함 .108 .196 .166 .173 .783
가족문제로 여가활동 할 만한 시간이 부족함 .128 .323 .078 .088 .744
고유값 3.891 3.357 2.746 2.182 1.696
%분산 18.527 15.986 13.078 10.393 8.074
%누적 18.527 34.513 47.591 57.984 66.057
신뢰도 .882 .843 8.36 7.89 7.85

표 5.

진로태도성숙의 타당도 및 신뢰도

구분 목적성 결정성 독립성 확신성 준비성
K.M.O측도=.811, Bartlett의 구형성=3547.082, p=.000
적성과 능력과는 상관없이 일류 직장에 취업할 것임 .829 -.057 -.143 -.071 -.091
직업을 선택할 때 일의 성격보다는 승진기회를 먼저 고려해야 함 .813 -.081 -.186 .026 -.046
일의 종류에 상관없이 봉급을 많이 주는 직업을 원함 .778 -.136 -.113 -.092 .042
직업을 통해 보람 보다는 편하게 일하면서 돈을 많이 벌 수 있는 직업을 원함 .718 -.128 -.179 .016 -.073
적성하고는 안 맞더라도 남들이 부러워하는 직업을 원함 .671 -.115 -.152 -.090 .017
좋아하는 활동(과목)이 무엇인지 잘 알고 있음 -.063 .793 -.017 .101 .089
적성에 적합한 직업(진로) 분야에 대해 생각해 봄 -.060 .785 -.114 .105 -.035
어떤 진로를 선택해야 할지 결정하기 어려움 -.186 .777 .129 .025 .019
무엇을 해야 할지 확실하게 결정된 것이 없음 -.142 .773 .141 .022 .019
진로에 대한 나의 목표를 잘 알고 있음 -.076 .734 .020 .050 .218
부모님이 원하시는 진로를 선택할 것임 -.161 -.036 .817 -.083 .127
원하는 직업에 대해 부모님이 반대하시면 직업을 결정하기가 어려움 -.136 .064 .748 .073 -.037
부모님이나 주위 사람들이 좋다고 이야기하는 직업을 선택할 것임 -.238 .087 .687 -.016 .098
부모님의 반대를 무릎 쓰고 진로를 결정하면 나중에 후회할 것 같음 -.177 .003 .643 .223 -.095
어떤 직업을 갖든지 간에 잘 할 자신이 있음 -.022 .031 .040 .833 .039
가고자 하는 직장의 상사로부터 인정을 받을 자신이 있음 -.139 .058 .033 .801 .100
노력만 하면 내가 원하는 것을 이룰 수 있음 .002 .169 .078 .773 .139
졸업한 선배들이 진학 및 진로에 대해 설명회를 해 주길 원함 -.074 -.016 -.014 .080 .769
원하는 직업을 가진 사람과 진로에 대해 이야기를 나누길 원함 -.165 .056 .145 .194 .752
직업세계에서 성공한 사람을 보면 나도 그렇게 되고 싶어 그 사람처럼 행동하곤 함 .120 .217 -.037 .014 .728
고유값 3.186 3.138 2.318 2.088 1.829
%분산 15.928 15.688 11.592 10.439 9.143
%누적 15.928 31.616 43.208 53.647 62.790
신뢰도 .845 8.46 .740 .761 .755

표 6.

각 변인의 상관관계

구분 감각
추구성
여가
무기력성
관계
중심성
가족
중심성

중심성
합리적
계획성
시설
환경
부정
인식
여건
부족
부상
위험
시간
부족
목적성 결정성 독립성 확신성 준비성
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
감각
추구성
1
여가
무기력성
-.029 1
.526
관계
중심성
.142 .085 1
.002** .061
가족
중심성
-.043 .079 .012 1
.345 .080 .787

중심성
-.116 .245 .154 .084 1
.010* .000*** .001** .062
합리적
계획성
.165 .225 .086 .184 -.032 1
.000*** .000*** .056 .000*** .474
시설
환경
-.196 .404 .023 .117 .269 .119 1
.000*** .000*** .611 .009** .000*** .008**
부정
인식
-.040 .399 .209 -.016 .359 .087 .390 1
.381 .000*** .000*** .726 .000*** .055 .000***
여건
부족
-.122 .317 .143 .017 .518 .032 .379 .333 1
.007** .000*** .002** .709 .000*** .480 .000*** .000***
부상
위험
-.060 .237 .172 .008 .291 -.005 .211 .473 .315 1
.181 .000*** .000*** .865 .000*** .918 .000*** .000*** .000***
시간
부족
-.127 .264 .072 -.097 .239 -.062 .288 .541 .292 .359 1
.005** .000*** .113 .031* .000*** .171 .000*** .000*** .000*** .000***
목적성 .133 -.245 -.113 .012 -.166 .024 -.160 -.395 -.182 -.305 -.306 1
.003** .000*** .012* .787 .000*** .595 .000*** .000*** .000*** .000*** .000***
결정성 -.057 .125 .011 .055 -.015 .108 .099 .101 .108 .074 .030 -.250 1
.211 .006** .802 .221 .742 .017 .029* .025* .016* .102 .501 .000***
독립성 -.054 .170 .071 -.199 .155 -.078 .127 .265 .166 .254 .333 -.429 .088 1
.231 .000*** .118 .000*** .001** .086 .005** .000*** .000*** .000*** .000*** .000*** .050
확신성 .089 .111 .122 .030 -.011 .145 -.008 .127 -.053 .029 .070 -.145 .203 .144 1
.050 .014* .007** .507 .803 .001** .853 .005** .240 .522 .123 .001** .000*** .001**
준비성 .107 .080 .043 -.005 -.037 .157 -.027 .248 -.109 .042 .162 -.115 .200 .092 .234 1
.017* .076 .343 .919 .411 .000*** .543 .000*** .016* .356 .000*** .011* .000*** .042* .000***

표 7.

여가라이프스타일이 여가제약에 미치는 영향

구분 시설환경 부정인식
β t p β t p
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
(상수) 5.840 .000 9.768 .000
감각추구성 -.174 -4.214 .000*** -.028 -.695 .487
여가
무기력성
.340 8.008 .000*** .321 7.703 .000***
관계중심성 -.013 -.314 .754 .144 3.570 .000***
가족중심성 .057 1.387 .166 -.072 -1.783 .075
일중심성 .165 3.917 .000*** .262 6.327 .000***
합리적
계획성
.067 1.572 .117 .028 .675 .500
R2=.221, F=24.122,
p=.000
R2=.248, F=27.934,
p=.000
여건부족 부상위험
β t p β t p
(상수) 2.774 .006 7.636 .000
감각추구성 -.078 -1.997 .046* -.043 -.979. 328
여가
무기력성
.198 4.944 .000*** .181 4.014 .000***
관계중심성 .066 1.714 .087 .132 3.033 .003**
가족중심성 -.044 -1.157 .248 -.022 -.501 .617
일중심성 .455 11.451 .000*** .222 4.961 .000***
합리적
계획성
.017 .436 .663 -.039 -.854 .393
R2=.309, F=37.487,
p=.000
R2=.122, F=12.361,
p=.000
시간부족
β t p
(상수) 9.973 .000
감각추구성 -.100 -2.295 .022
여가
무기력성
.242 5.390 .000***
관계중심성 .048 1.096 .274
가족중심성 -.122 -2.813 .005**
일중심성 .169 3.777 .000***
합리적
계획성
-.076 -1.693 .091
R2=.126, F=12.807,
p=.000

표 8.

여가라이프스타일이 진로태도성숙에 미치는 영향

구분 목적성 결정성
β t p β t p
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
(상수) 11.208 .000 7.393 .000
감각추구
.124 2.787 .006** -.074 -1.597 .111
여가
무기력성
-.228 -4.959 .000*** .113 2.374 .018*
관계중심
-.104 -2.349 .019* .013 .275 .783
가족중심
.033 .758 .449 .032 .692 .489
일중심성 -.081 -1.768 .078 -.053 -1.120 .263
합리적
계획성
.055 1.197 .232 .086 1.797 .073
R2=.088, F=8.886,
p=.000
R2=.018, F=2.516,
p=.021
독립성 확신성
β t p β t p
(상수) 10.672 .000 8.123 .000
감각추구
-.041 -.916 .360 .055 1.196 .232
여가
무기력성
.168 3.670 .000*** .089 1.886 .060
관계중심
.053 1.196 .232 .104 2.274 .023*
가족중심
-.212 -4.792 .000*** .008 .182 .856
일중심성 .116 2.540 .011* -.040 -.853 .394
합리적
계획성
-.071 -1.536 .125 .104 2.195 .029*
R2=.089, F=8.972,
p=.000
R2=.031, F=3.648,
p=.001
준비성
β t p
(상수) 10.562 .000
감각추구
.078 1.699 .090
여가
무기력성
.063 1.325 .186
관계중심
.022 .469 .639
가족중심
-.027 -.599 .550
일중심성 -.040 -.853 .394
합리적
계획성
.132 2.772 .006**
R2=.025, F=3.074,
p=.006

표 9.

여가제약이 진로태도성숙에 미치는 영향

구분 목적성 결정성
β t p β t p
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
(상수) 21.197 .000 8.323 .000
시설환경 .014 .292 .771 .053 1.042 .298
부정인식 -.271 -4.986 .000*** .074 1.248 .213
여건부족 -.022 -.484 .629 .072 1.410 .159
부상위험 -.134 -2.799 .005** .025 .470 .639
시간부족 -.109 -2.191 .029* -.055 -1.007 .314
R2=.175, F=21.749,
p=.000
R2=.011, F=2.047,
p=.071
독립성 확신성
β t p β t p
(상수) 7.224 .000 12.807 .000
시설환경 -.009 -.182 .856 -.042 -.825 .410
부정인식 .064 1.141 .254 .172 2.909 .004**
여건부족 .036 .757 .449 -.095 -1.866 .063
부상위험 .127 2.580 .010* -.023 -.434 .664
시간부족 .245 4.782 .000*** .024 .447 .655
R2=.127, F=15.197,
p=.000
R2=.018, F=2.822,
p=.016
준비성
β t p
(상수) 13.467 .000
시설환경 -.098 -2.015 .044*
부정인식 .333 5.895 .000***
여건부족 -.187 -3.879 .000***
부상위험 -.068 -1.373 .170
시간부족 .089 1.731 .084
R2=.108, F=12.912,
p=.000