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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?

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.

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.

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

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.

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.

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.

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.

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 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.

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.

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.

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.

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.

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.

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.

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.