현 사회는 시간적‧경제적으로 여유 있는 삶을 누리려는 형태로 개인의 삶이 전환되어 가고 있으며 이와 맞물려 여가활동에 대한 적극적 참여의 중요성이 부각되고 있다. 그럼에도 무용전공 대학생들에 있어 여가시간은 타 전공 자와는 다른 개념으로 받아들여지고 있다.

우리나라는 1963년 대학에 무용학과가 처음 설립된 이후 2013년 현재 전국 43개 대학에 무용관련 학과가 개설되어 있다. 또한 석‧박사 학위과정이 생겨나는 등 약 50여년의 기간 동안 양적인 면에서는 크게 성장하였다. 그러나 무용 관련학과의 특징은 학생들을 실기전문가로 양성하려는 경향이 다분하여 대학생으로써 누려야 하는 여가시간과 자기개발의 시간이 타전공 학생에 비하여 현저하게 부족한 것이 사실이다.

무용은 인간의 내면을 몸의 움직임으로 표현 한다는 특성이 있으며 그간의 무용전공 대학생 들은 교육자들의 움직임을 시범과 지시를 통하여 모방하고 이를 반복 연습하여야 하며 동작과 동선을 암기하여 작품을 완성해왔다. 때문에 무용전공 대학생들은 늦은 시간까지 무용동작연습에 몰두하게 되어 타전공 대학생에 비하여 여가시간의 활용도가 현저하게 낮을 수밖에 없는 것이 현실이다.

김영연, 조수연, 김매이(2012)는 무용수는 공연기간, 무용단의 엄격한 규율, 과도한 훈련 트레이닝, 오디션, 관객의 시선 등 여러 요인에 의하여 스트레스를 경험할 수 있고 이는 부상으로 직결되어 자신의 능력을 충분히 발휘하지 못한다고 하였다. 따라서 충분한 여가시간을 가지고 여가에 대한 긍정적 경험을 하는 것이 심리적 안정감을 높이고 무용수행에 대한 긍정적 효과를 가져 올 수 있는 방안이라고 주장하여 무용전공자들의 여가활용에 대한 중요성을 언급하였다. 이렇듯 여가의 중요성은 직업 무용수 뿐 아니라 대학에서 무용을 전공하는 학생들에게도 적용될 수 있을 것이다. 대학생에 있어 여가의 중요성은 자기표현의 기회를 획득 하고, 대인관계 개선, 스트레스 해소를 통한 학업 능률향상, 여가선용에 대한 지식 확대(전태준, 2008) 등에서 찾을 수 있으며 무용전공 대학생 역시 사회인으로 진출하기 위한 마지막 단계에서 여가에 대한 긍정적 태도를 형성하는 것은 매우 중요한 사안일 것이다.

여가에 대한 태도란 사람들이 여가에 대해 갖고 있는 마음의 자세 혹은 양태로, 개인의 참여 동기, 과거의 경험, 신념 등과 같은 개인적 특성을 포함하는 것(Iso-Ahola, 1980)이다. Manfredo & Yuan(1992)은 여가태도와 여가행동 간에 긍정적 관계가 존재하며 긍정적 여가태도는 적극 적이고 지속적인 여가활동 참여를 가능하게 하는 중요 변인이라고 하였다.

대학생의 여가태도에 관한 연구는 즐거움, 몰입과의 관계(강형길, 조희태, 2014, 등), 대학 생활만족과의 관계(하숙례, 2013, 등), 여가만족 과의 관계(남중헌, 양진연, 2013, 등) 등 주로 여가태도가 삶의 즐거움과 학교생활 혹은 일상 생활의 만족을 높여주는 중요 변인임을 밝히고 있다. 또한 여가태도와 시간관리행동, 자아실현의 관계(이남미, 이근모, 2010)를 규명한 연구도 발표되어 여가태도가 개개인의 생활습관 혹은 자신을 개발하고 관리하는데 영향을 미칠수 있음이 입증되었다.

자기관리란 특정 목표를 달성하기 위하여 행동을 조절하고, 구체적인 목표를 설정하여 달성하도록 하는 진행과정(Radosevich, Vaidyanathan, Yeo & Radosevich, 2003)이라고 정의되고 있으며 무용전공 대학생의 자기관리란 가능한 최고의 무용수가 되기 위하여 가능한 자신을 통제하고 관리하는 것(염계화, 2008)을 의미한다. 무용전공 대학 생들은 완성도 높은 공연을 위하여 반복 연습과 자신의 몸을 공연에 필요한 형태로 변화 시키려는 노력이 필요하기 때문에 철저한 자기통제와 관리가 요구된다.

이러한 이유로 무용전공 대학생에 있어 자기 관리는 매우 중요변수로 자리하고 있다. 무용 전공 대학생의 자기관리에 대한 선행연구는 공연자신감과의 관계(이화석, 2013), 무용행복감 과의 관계(진미라, 2013), 심리적 안녕감과의 관계(신미진, 송용관, 이철, 2011) 등 주로 심리적 측면에서의 연구가 주류를 이루고 있다.

한편 자신감이란 개인이 원하는 결과를 산출 해내는데 필요한 것을 성공적으로 해낼 수 있다는 스스로의 확신에 대한 크기, 강도, 일반성의 정도를 포함하는 개념이라고 정의(김준태, 1998)한다. 반면 여가자신감이란 여가활동을 수행할 수 있다는 자신의 소질이나 능력에 대한 믿음 혹은 성공에 대한 확신으로 해석할 수 있다. 이러한 여가자신감이 높은 사람은 여가활 동에 필요한 기술과 지식을 확보하고 있으며 그렇지 않다고 하더라도 언제든지 이를 습득하여 활용할 수 있다고 생각하므로 여가활동지속에 영향을 미치는 중요한 변수라고 보고(김선희, 강현희, 2012)된 바 있다. 즉, 여가자신감이 높을수록 지속적 참여가 이루어지며 낮은 경우 여가활동을 회피, 포기하거나 참여한다 하여도 불안과 스트레스를 느끼게 되는 것이다.

여가자신감에 대한 선행연구는 주로 여가활동기능을 측정하기 위한 하위요인으로써 측정된 연구가 대부분이며 여가자신감을 주요 변인으로 다룬 연구는 김선희, 강현희(2012), 김선희(2009) 두 편의 연구가 전부이다.

따라서 본 연구에서는 무용전공 대학생들의 여가태도가 자기관리 및 여가에 대한 자신감을 높여줄 수 있는 요소로 작용할 수 있음을 입증하고자 한다. 또한 무용전공 대학생들의 여가에 대한 태도를 올바른 방향으로 변화시켜 여가활동 참여를 유도하고, 여가에 대한 자신감을 향상시켜 바람직한 여가활동에 대한 지속적 참여를 유도하고자 한다. 이러한 연구목적을 달성하기 위하여 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 무용전공 대학생의 여가태도와 자기관리의 영향력 관계는 어떠한가?

둘째, 무용전공 대학생의 여가태도와 여가자신감의 영향력 관계는 어떠한가?

셋째, 무용전공 대학생의 자기관리와 여가자신감의 영향력 관계는 어떠한가?

본 연구는 2013년 12월∼2014년 5월까지 서울, 경기도 및 전라북도 소재 대학의 무용관련 학과 재학생을 대상으로 실시하였다. 연구대상의 표본추출은 비확률 표본추출법 중 편의표본 추출법(convenience sampling method)을 이용하여 샘플링하였다.

지역별로는 서울 100명, 경기도 100명, 전라 북도 100명(총 300명)을 표집하고 질문지를 통하여 자료를 수집하였다. 최종분석대상은 응답 내용이 부실하거나 무기입 자료 등 11명의 자료를 제외한 총 289명 이었으며 조사대상자의 일반적 특성은 다음 <표 1>과 같다.

1) 여가태도

여가태도는 김경태(1996)가 Beard와 Ragheb(1982)의 척도를 번안하여 개발한‘여가태도척도(Leisure Attitude Scale; LSA)'를 사용하였다. 이 질문지는 리커드 5점 척도로 제작되었으며 인지적 요인, 정서적 요인, 행동적 요인의 3가지 하위요인으로 구성되어있다. 이계영, 윤영선, 김흥태(2011)는 중학생을 대상으로 본 척도를 이용하여 타당도와 신뢰도를 검증한 결과 65.422의 누적분산과 .854∼.897의 수치가 검출되어 여가태도 측정 도구로서 그 안정성이 인정된 바 있다.

2) 자기관리

자기관리는 한국교육개발원(2001)이 개발한 자기생활관리 척도를 정호순(2009)이 수정, 보완하여 완성한 질문지를 사용하였다. 본 질문 지는 리커드 5점 척도로 제작되어 있으며 점수가 높을수록 자기관리를 잘하고 있다고 해석할 수 있다.

양은경(2011)은 본 척도를 고등학생을 대상으로 조사하여 생활습관관리, 건강관리, 학업관 리, 대인관계관리，금전관리의 총 6개 하위요 인을 추출하였으며 .517∼749의 신뢰도 수치가 나타났다고 보고한 바 있다.

3) 여가자신감

여가자신감 척도는 Witt와 Ellis(1987)가 여가 활동의 인지된 자유도를 측정하기 위하여 개발한 “여가활동 기능척도(Leisure Diagnostic Battery : LDB)”의 하위 요인 중 여가자신감과 관련된 문항을 선별하여 사용하였다. 본 척도는 서동균 (2008), 김선희, 강현희(2012) 등의 선행연구에서 사용된 바 있으며 특히 서동균(2008)은 대학생을 대상으로 한 연구에서 본 질문지의 신뢰도 수치를 .824로 제시하였으며 여가자신감 척도로서의 사용가능성을 인정받은 바 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위해 사용된 설문지는 응답내용이 부실하거나 신뢰성이 없다고 판단 되는 자료를 분석대상에서 제외시킨 후 IBM SPSS(Win Ver. 21) 프로그램을 이용하여 다음과 같이 자료를 분석하였다.

첫째, 연구대상의 특성을 파악하기 위하여 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 설문지의 타당도 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 인자계수의 추출방법은 주성분분석을 이용하여 요인을 추출하였고, 베리맥스(Varimax)회전을 통하여 인자행렬의 각 인자를 단순구조화시켰다. 셋째, 측정척도 항목들의 신뢰도를 검증하기 위하여 구성요인별로 Cronbach′s α검사를 실시하였다. 넷째, 각 변인 간의 상관정도를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 다섯째, 각 변인의 영향력 관계를 알아보기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다.

1) 여가태도의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 2>는 여가태도의 탐색적 요인분석 결과이다. 요인부하량이 .6 이상인 문항을 추출하였으며 총 3개의 성분이 도출되었다. 도출된 성분은 각각 행동적태도, 인지적태도, 정서적태도로 명명하였다. 누적분산은 70.637로 나타났고 KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .813으로 나타나 상대적으로 안정된 적합 도를 보이고 있다. 한편 Cronbach’s α계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .828∼.889 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

다음의 <표 3>은 자기관리의 탐색적 요인분석 결과이다. 요인부하량이 .5 이상인 문항을 추출하였으며 총 5개의 성분이 도출되었다. 도출된 성분은 각각 건강관리, 학업관리, 대인관계관리, 생활습관관리, 금전관리로 명명하였다. 누적분산은 62.971로 나타났고 KMO의 표준적 합도 수치를 검증한 결과 .881로 나타나 상대 적으로 안정된 적합도를 보이고 있다. 한편 Cronbach′s α계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .840∼.903 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

다음의 <표 4>는 여가자신감의 탐색적 요인 분석 결과이다. 단일항목인 경우 탐색적 요인 분석을 생략하는 경우도 있으나 개발된 질문지중 한 요인만을 발췌하였기 때문에 요인분석을 실시하여 타당도를 검증하였다. 각 문항의 요인부하량이 .9를 상향하고 있고 누적분산이 81.843의 수치를 보이므로 각 문항이 여가자신감을 측정하는데 이상이 없음을 알 수 있다. 또한 KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .873으로 나타나 상대적으로 안정된 적합도를 보이고 있으며 Cronbach’s α계수를 이용한 신뢰도 분석결과 .944의 수치가 검출되어 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

다음의 <표 5>는 여가태도, 자기관리, 여가 자신감의 구성요인 간의 상관관계를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시한 결과이다. <표 5>에서 보는 바와 같이 각 요인 간에 유의한 정(+)적 상관관계가 검출되었다. 또한 모든 요인간의 상관계수가 .7을 초과하지 않는 것으로 나타나 상호독립적인 관계를 유지하고 있으며 판별타당성에는 문제가 제기되지 않는 것으로 예측할 수 있다.

다음의 <표 6>은 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리의 하위요인이 건강관리에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 여가태도의 하위요인 중 행동적태도(β=.330, t=5.958), 인지적태도(β=.140, t=2.529), 정서적태도(β=.135, t=2.424)는 건강관리에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 14.4%를 설명하고 있어 상대적으로 낮은 설명력을 보이고 있으며 F값은 15.921(p=.000)로 나타났다.

다음의 <표 7>은 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리의 하위요인이 학업관리에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 여가태도의 하위요인 중 정서적태도(β=.219, t=3.306), 인지적태도(β=.147, t=2.103)는 학업관리에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

한편 행동적태도는 학업관리에 부(-)적 영향을 미치고 있으나 그 수치가 유의하지 않은 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 14.3%를 설명하고 있어 상대 적으로 낮은 설명력을 보이고 있으며 F값은 12.056(p=.000)으로 도출되었다.

다음의 <표 8>은 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리의 하위요인이 대인관계관리에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분 석을 실시한 결과이다. 여가태도의 하위요인중 정서적태도(β=.341, t=6.298), 행동적태도(β =.225, t=4.161)는 대인관계관리에 유의미한 정 (+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

반면 인지적태도는 대인관계관리에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 20.8% 를 설명하고 있으며 F값은 24.958(p=.000)로 나타났다.

다음의 <표 9>는 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리의 하위요인이 생활습관관리에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분 석을 실시한 결과이다. 여가태도의 하위요인중 행동적태도(β=.283, t=5.052), 인지적태도(β =.203, t=3.613)는 생활습관관리에 유의미한 정 (+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

반면 정서적태도는 생활습관관리에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 15.1% 를 설명하고 있어 상대적으로 낮은 설명력을 보이고 잇으며 F값은 16.851(p=.000)로 도출되었다.

다음의 <표 10>은 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리의 하위요인이 금전관리에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 여가태도의 하위요인 중 인지적적태도(β=.288, t=5.042), 정서적태도(β=.273, t=5.033)는 금전관리에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

한편 행동적태도는 금전관리에 부(-)적 영향을 미치고 있으나 그 수치가 유의하지 않은 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 21.9%를 설명하고 있으며 F 값은 26.614(p=.000)로 도출되었다.

다음의 <표 11>은 무용전공 대학생의 여가 태도가 여가자신감에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다.

여가태도의 하위요인 중 행동적태도(β=.401, t=7.898), 인지적태도(β=.283, t=5.575), 정서적 태도(β=.127, t=2.563)는 여가자신감에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 30.5%를 설명하고 있으며 F값은 41.637(p=.000)로 도출되었다.

다음의 <표 12>는 무용전공 대학생의 자기관리가 여가자신감에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 여가자신감의 하위요인 중 건강관리(β=.364, t=6.829), 생활습 관관리(β=.280, t=5.488), 대인관계관리(β=.125, t=2.524), 금전관리(β=.108, t=2.023)의 순으로 여가자신감에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

반면 학업관리는 생활습관관리에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 32.3%를 설명하고 있으며 F값은 37.013(p=.000)으로 도출되었다.

본 연구는 무용전공 대학생의 여가태도가 자기관리 및 여가에 대한 자신감을 높일 수 있는 요소로 작용할 수 있음을 규명하는데 주된 목적이 있으며 본 장에서는 결과를 바탕으로 논의하고자 한다.

무용전공 대학생의 행동적태도, 인지적태도, 정서적태도는 건강관리에 유의미한 정(+)적 영향을 미쳤으며 정서적태도, 인지적태도는 학업 관리에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 정서적태도, 행동적태도는 대인관계관리에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 행동적태도, 인지적태도는 생활습관관리에, 인지적적태도, 정서적태도는 금전관리에 유의한 정 (+)적 영향을 미치는 것으로 조사되었다.

여가태도와 자기관리와의 관계에 관한 선행 연구가 전무하여 선행연구와의 결과비교는 불가한 것으로 판단된다. 그러나 여가태도가 여가에 대한 개개인의 신념, 마음자세, 참여동기 등 개인적 특성을 포함하는 것임을 감안할 때 여가태도가 높다는 것은 여가활동을 통하여 관련 종목 혹은 행동에 일치되는 느낌이 높아져 그 자체에 몰두하거나 집중하는 등의 심리적 태도가 일상의 활동으로 이어질 수 있음을 시사하는 결과라 하겠다. 즉 여가활동을 통하여 획득된 여가의 긍정적 태도는 일상생활의 자신을 관리 할 수 있도록 하고 이를 통해 지속적인 여가활동 참여를 유도할 수 있는 중요 변인이라 하겠다.

따라서 무용 전공자들에게는 여가활동이 자신의 건강에 도움이 되며 자기개발의 수단이 될 수 있다는 장점을 부각시켜 참여를 유도하여야 하겠다. 이러한 여가활동에 참여함으로써 스스로 여가활동 시간을 늘리고, 여가활동을 배우고 준비하는 데에 시간과 비용을 투자할 수 있도록 하여야 할 것이다.

무용전공 대학생의 행동적태도, 인지적태도, 정서적태도는 여가자신감에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

하숙례(2014)는 여가태도를 긍정적인 방향으로 높이는 것이 중요하다고 주장한 바 있다. 하숙례(2014)는 프로선수를 대상으로 한 연구 에서 여가태도는 적극적으로 다양한 여가활동에 참여하게 하여 존재감을 인식시키고 자아를 발견하게 하여 성취감, 만족감, 자신감을 높일 수 있는 요인이라 하였다. Deci & Ryan(1985)은 모든 인간은 어떤 과제와 관련하여 자신이 충분히 수행해 낼 능력이 있으며, 그 과제를 수행함으로써 자신의 능력을 확인하고 자신감을 획득하고 싶어 하는 욕구를 가지고 있다고 주장하였다.

즉, 무용전공 대학생은 자신이 하고 있는 여가에 대한 감성적인 느낌이나 신념 그리고 경험에 의해 형성되는 여가에 대한 인지, 여가활 동과 관련하여 과거 혹은 현재의 행동 패턴 등 여가를 향유하는 태도가 여가활동에 대한 자신 감을 높여주고 이는 향후 지속적 여가활동로 이어질 수 있음을 의미하는 결과라 하겠다.

무용전공 대학생의 건강관리, 생활습관관리, 대인관계관리, 금전관리는 여가자신감에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 이화석(2013)의 무용전공대학 생의 경우 철저한 자기관리가 뒷받침 되어었을때 무용공연을 성공적으로 수행해 낼 수 있으며 자기관리는 자신감 향상과 깊은 관련성이 있다고 보고하여 일부 일치하고 있다. 김지영, 박현정, 한효림(2012)는 무용전공자의 자기관리 행동은 무용에 몰입도를 높여주며 특히 자신감 변인이 매개변수로 투입되었을 때 몰입도는 한층 높아질 수 있다고 보고하였다. 즉, 자기관리가 자신감을 향상시키는 중요 변인이며 이를 통하여 무용동작에 몰입할 수 있다고 하였다.

자기관리 중 시간관리가 대학생들의 여가태도와 가정생활, 인간관계, 학업생활, 여가생활과 같은 일반적인 생활에 대한 만족감에 영향을 미친다는 주장(이남미, 이근모, 2010)에 비추어 대학생들에게 자기관리는 대학생활에서 원하는 바를 성취하기 위한 필수요소이며 매우 중요한 성공전략의 한 부분이라 할 수 있다. 서유진(2005)은 직업무용수를 대상으로 한 자기관리 개념 구조에 관한 연구에서 공연이 생활화된 직업무용수는 연습을 쉬는 등 자기관리에 소홀해 지면 공연을 준비하는데 문제가 되기 때문에 직업무용수의 훈련관리 방안 중 자기관리가 차지하는 중요성은 매우 크다고 설명하고 있다.

또한 스포츠 종목에 있어서도 자기관리와 자신감의 관계에 대한 연구결과가 발표되고 있다. 곽정현, 송남정(2012)은 태권도 품새 선수 들을 대상으로의 자리관리가 스포츠자신감에에 영향을 미쳤다고 주장하였고, 김경수, 천길영 (2010)은 씨름선수의 자기관리와 자신감의 관계에서 유의한 영향력이 존재한다고 하였다.

이처럼 스포츠선수에 있어 자기관리는 경기력에 영향을 미치며 승리에 대한 자신감을 향상시켜 경기결과에 긍정적 영향을 미칠 수 있는 변인이라 할 수 있겠다. 이처럼 자기관리는 비단 엘리트 선수에게만 적용되는 것은 아닐 것이다. 즉, 한명, 한명의 동작이 모여 작품을 이루고 공연의 성공여부는 무용수 각자의 노력이 모여 판가름 된다는 점에서 스포츠 현장과 다름이 없다고 판단된다.

따라서 무용전공자들의 철저한 자기관리는 공연활동의 자신감뿐만 아니라 각자의 삶에 전반적인 부분과 무용활동 이외의 환경인 여가활 동에 있어서도 자신감 향상으로 이어지는 것으로 예측할 수 있다.

본 연구는 무용전공 대학생의 여가태도, 자기관리 및 여가자신감의 영향력 관계를 검증하고자 연구문제를 설정하고 이를 규명하였다. 2013년 12월∼2014년 5월까지 서울, 경기도 및 전라북도 소재 대학의 무용관련 학과 재학생 289명을 대상으로 조사하여 다중회귀분석을 이용하여 각 변인의 영향력 관계를 조사한 결과 다음과 같은 결론이 도출되었다.

첫째, 무용전공 대학생의 여가태도와 자기관리의 영향력 관계에서 행동적태도는 건강관리, 대인관계관리, 생활습관관리에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤으며, 인지적태도는 건강관리, 학업 관리, 생활습관관리, 금전관리에 유의한 정(+) 적 영향을 미쳤다. 또한 정서적태도는 건강관리, 학업관리, 대인관계관리, 금전관리에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다.

둘째, 무용전공 대학생의 행동적태도, 인지적 태도, 정서적태도는 여가자신감에 유의한 정(+) 적 영향을 미쳤다.

셋째, 무용전공 대학생의 자기관리 하위요인중 학업관리요인을 제외한 건강관리, 생활습관 관리, 대인관계관리, 금전관리는 자기관리는 여가지신감에 유의한 정(+)적 영향을 미쳤다.

이상의 결론을 종합하면 무용전공 대학생의 여가에 대한 긍정적태도는 자신을 관리하는데 도움이 되며 여가활동에 대한 자신감을 높이는데 중요한 변인임이 확인되었다. 이에 본 연구의 내용적, 방법적 측면에서 나타난 몇 가지 문제점과 향후 연구의 질적 향상을 위한 연구 과제를 제시하고자 한다.

첫째, 본 연구는 모든 무용전공 대학생을 대변하다고 보기에는 다소 무리가 따른다. 따라서 조사대상에 대한 포괄성과 심층적인 조사에는 한계를 갖는다. 즉, 후속 연구에서는 다양한 내적, 심리적 요인 등을 고려하는 질적 연구가 필요할 것이다.

둘째, 본 연구가 가지는 문제점들을 고려해볼 때, 본 연구에서는 수행되지 않았지만 무용전공 대학생들의 여가활동 자신감을 높일 수 있는 다양한 개념변수가 충분히 존재할 것으로 판단된다. 따라서 후속연구에서는 기존의 연구들과 본 연구 결과를 토대로 보다 세부적인 변인에 대한 연구들이 체계적으로 수행되어야 할 것이다.