J Korean Soc Cosmetol > Volume 31(6); 2025 > Article
외국인 유학생의 대학생활적응이 진로결정태도에 미치는 영향: 뷰티전공자를 중심으로

Abstract

This study analyzed the effects of college life adaptation on career decision-making attitudes among international students majoring in beauty. A survey was conducted with 185 students, and the data were examined through factor analysis, correlation analysis, and regression analysis. The results showed that college life adaptation was structured into four factors—major satisfaction, school satisfaction, educational satisfaction, and peer relationship satisfaction—while career decision-making attitudes consisted of major relevance, motivation for major choice, and job values. Regression analysis indicated that school satisfaction most strongly influenced major relevance, major satisfaction influenced motivation for major choice, and peer relationship satisfaction influenced job values, with educational satisfaction showing significant effects across all factors. These findings suggest that college life adaptation plays an important role in shaping the career decision-making attitudes of international beauty-major students.

I. 서 론

최근 글로벌화가 가속화됨에 따라 국내 대학에는 다양한 국가에서 온 외국인 유학생들이 꾸준히 증가하고 있다. 특히 K-뷰티의 성장과 함께 뷰티 전공에 대한 국제적 관심이 높아지면서, 한국에서 뷰티 관련 학문을 배우기 위해 입국하는 외국인 유학생 수도 증가하는 추세이다. 그러나 문화적·언어적 차이로 인해 유학생들은 대학생활 적응 과정에서 여러 어려움을 경험하고 있으며, 이는 학업 성취뿐만 아니라 향후 진로 태도 형성에도 중요한 영향을 미칠 수 있다(Zhao, 2016).
대학생활 적응은 새로운 환경에서 학문적, 사회적 요구에 효과적으로 대처하고 자신의 역할을 수행해 나가는 과정을 의미한다. 적응 과정이 원만할수록 학생은 학업과 대인관계에서 긍정적인 경험을 쌓게 되고, 이는 미래의 진로를 결정하는 과정에도 긍정적인 요인으로 작용한다. 반면, 적응의 어려움은 불안과 스트레스를 증가시켜 진로결정에 대한 확신을 낮추고, 나아가 경력계획의 혼란을 초래할 가능성이 있다(Kim, 2025). 뷰티전공은 실기 중심의 학습이 많은 특성이 있어 언어뿐만 아니라 문화적 맥락에 대한 이해가 매우 중요하다. 이에 따라 외국인 유학생의 대학생활 적응은 단순한 학업 성취를 넘어 향후 뷰티 산업에서의 진로를 계획하고 결정하는 과정과 밀접한 관계가 있을 것으로 예상된다(Wang & Park, 2024). 외국인 유학생을 대상으로 한 대학생활 적응에 관한 연구로는 Kim(2023)은 유학생의 국내관광활동이 문화적응스트레스와 대학생활적응에 어떻게 영향을 미치는지 확인하였으며, 한국어 능력이 이 관계에 어떤 조절효과가 있는지를 분석하여 한국어 능력이 높은 유학생은 긍정효과가 보다 크게 나타난다고 하였다. 또한 Heo & Lee(2018)는 미용 전공 중국유학생의 전공만족도가 진로성숙도에 긍정적 영향을 미친다고 하였으며, Kim(2024)는 경상북도 소재 A대학교에 재학 중인 외국인 유학생을 사례로 하여, 이들의 대학생활적응에 영향을 미치는 요인을 탐색하고, 그에 따른 지원 방안을 제시하였다. 또한 Kim(2016)은 대학의 사회적 자본이 성인대학생(주로 직장병행 또는 사이버대 재학생)의 대학생활적응에 어떤 영향을 미치는지 분석하여 성인 대학생이 지닌 기본 심리욕구 또는 심리적 안녕감이 사회적 자본과 대학생활적응 사이의 매개요인으로 작용함을 밝혔다. 반면 Kim(2022)는 대인관계 유능성은 대학생의 사회적응과 학업적응에 정(+)의 영향을 미치며, 대학생활 적응을 위해 이를 향상시키는 활동이 필요함을 시사하였으며, Jang(2019)은 학업적 자기효능감은 대학생활 만족도 전반(학업·사회·심리·정의·환경 적응)에 정(+)의 영향을 미치고, 자기효능감 향상이 대학생활 만족에 중요한 변수임을 시사하였다. Kim & Kwon(2022)은 강사의 커뮤니케이션 능력은 교육만족도와 진로결정에 긍정적 영향을 미치며, 이는 강사 역량 강화가 교육의 질과 진로지원에 중요함을 시사한다고 하였다. 이처럼 대학생활 적응과 진로결정태도에 관한 선행연구는 다양한 관점에서 이루어지고 있으나, 현재까지 뷰티전공 외국인 유학생을 대상으로 대학생활 적응과 진로결정태도 간의 관계를 구체적으로 규명한 연구는 부족한 실정이다. 최근 글로벌화의 확산과 함께 한국의 대학에는 다양한 국적의 유학생이 증가하고 있으며, 특히 K-뷰티 산업의 성장으로 뷰티전공 외국인 유학생의 비율이 꾸준히 확대되고 있다. 그러나 언어적 장벽, 문화적 차이, 사회적 관계 형성의 어려움 등은 대학생활 적응에 부정적 영향을 미치고 있으며, 이는 진로결정 태도에도 연계되어 나타나고 있다.
이에 본 연구는 뷰티전공 외국인 유학생의 대학생활적응 수준이 진로결정태도에 미치는 영향을 실증적으로 분석하여 외국인 유학생 지원 및 교육 프로그램 개선 방향을 제시하는 데 그 목적이 있다.

II. 이론적 배경

1. 대학생활적응

대학생활 적응은 학생이 새로운 대학 환경에 효과적으로 적응하여 학업, 인간관계, 생활 전반에서 안정된 상태를 유지하고 성취를 이루는 과정을 의미한다. 일반적으로 대학생활 적응은 학업적, 사회적, 심리적, 환경적 측면을 포함하며, 이는 개인의 성격적 특성뿐만 아니라 주변 환경 요인에 의해 영향을 받는다(Song & Cho, 2016). 특히 외국인 유학생의 경우 언어적 장벽, 문화적 차이, 학업 방식의 이질성 등으로 인해 대학생활 적응에 더 많은 어려움을 겪는 것으로 알려져 있다(Choi, 2018). 이로 인해 학업 지속 여부뿐만 아니라 전공에 대한 만족도, 생활의 질, 향후 진로 결정에도 부정적인 영향을 받을 수 있다.
대학생활 적응을 구성하는 주요 하위 요인으로는 전공 만족, 교육 만족, 학교 만족, 학생관계 이 있으며, 전공만족은 학생이 선택한 전공에 대해 느끼는 흥미, 적성 일치도, 학업 만족도를 의미한다. 또한 이는 학업 지속 의지와 관련이 깊다(Chae & Kim, 2023). 교육만족은 교수자의 수업 방식, 교육 내용의 질, 실습 환경 등 교육과정 전반에 대한 만족도를 의미하며, 이는 전공과 학교에 대한 전체적인 만족감 형성에 중요한 역할을 한다(Song & Cho, 2016). 학교만족은 대학의 행정 시스템, 물리적 환경, 학생 복지 등 전반적인 학교 운영에 대한 평가이며, 학생관계 만족은 동료 학생과의 상호작용, 유대감, 소속감 등을 포함한다. 특히 학생 간의 원활한 관계는 유학생의 사회적 고립을 방지하고, 정서적 안정과 자존감 향상에 기여한다(Frontiers in Psychology, 2021). 외국인 학생들의 사회적, 문화적 차이와 정서적 적응, 학업적 적응, 언어저 적응은 학생들의 사회적인 관계를 형성하기 때문에 다양한 적응 문제에 직면 할 수 있다(Kim, 2023).
Baker & Siryk(1984)는 대학생활적응은 개인의 내적 적응과 개인을 둘러싸고 있는 외적 환경에 대한 적응을 포함하여 네 가지의 하위 요소로 분류하였으며, Arkoff(1969)는 대학생활적응은 대학생 자신을 둘러싸고 있는 주위 환경에 대한 적응으로 보았다. Lee & Kang(2019)은 대학생활 적응은 학생들의 상호작용 속에 개인이 자신을 둘러싸고 있는 다양한 요구에 스스로 대처하는 다차원적 현상이라고 하였다. 이와 같이 대학생활 적응은 다양한 하위 요소들이 복합적으로 작용하는 다차원적 개념으로 이해할 수 있으며, 특히 외국인 유학생의 경우 이러한 요소들 각각에 대한 체계적인 지원이 필요하다. 따라서 전공 및 교육 콘텐츠 개선뿐 아니라 관계 형성, 문화 적응, 행정적 지원을 포함하는 통합적 적응 프로그램이 필요하며, 최근에는 디지털 기술, 예컨대 디지털 휴먼 등을 활용한 맞춤형 정보 제공과 상담 시스템이 새로운 전략으로 주목받고 있다(Kim, 2024).

2. 진로결정태도

진로결정태도는 개인이 자신의 진로를 결정할 때 나타나는 심리적 준비성과 행동적 경향성을 의미하며, 이는 다양한 내·외적 요인의 영향을 받는다. 특히 대학생의 경우 전공과 진로의 연계성이 높아 전공 관련 요인이 진로결정에 결정적 역할을 한다. Super(1953)는 한 개인의 전생에 동안 진로선택을 하는 것은 일회적으로 이루어지는 것이 아니라 지속적으로 이루어지는 선택으로 나타나는 연속적 과정이라고 하였다. Seo(2020)은 다양한 경험과 청소년기을 지나 대학시절은 진로결정에 많은 영향을 미치며, 진로결정이란 한순간에 이루어지는 것이 아니라 이미 결정을 내렸어도 변경이 가능하고 하나의 사건이 아닌 확신 정도를 의미하는 것을 진로결정태도로 보아야 한다고하였다. Kim(2023)의 연구에서는 대학생의 전공선택 동기가 진로준비행동에 직접적인 영향을 미치며, 이 과정에서 직업가치관이 유의미한 매개 변인으로 작용함을 밝혔다. 이는 개인이 전공을 선택할 때 가지는 내재적·외재적 동기가 향후 진로를 탐색하고 결정하는 데 있어 핵심적인 역할을 한다는 점을 시사한다. 특히 내재적 동기(흥미, 적성 기반 선택)가 강할수록 진로준비행동이 활발하며, 직업가치관(안정성, 수입, 자율성 등)은 그러한 행동을 촉진시키는 동력으로 작용한다. 또한 Jaung & Moon(2022)은 보건계열 대학생을 대상으로 한 연구에서, 전공선택 동기와 전공만족도가 진로정체성(career identity) 형성에 유의미한 영향을 미친다고 밝혔다. 이는 전공에 대한 만족이 높을수록 진로 방향에 대한 확신과 책임감이 강화됨을 보여준다. 전공이 개인의 직업 선택과 직접 연결된다는 인식이 높아질수록, 진로에 대한 태도 역시 긍정적으로 변화할 가능성이 크다.
An(2016)Yoo(2018)는 자신의 경력, 직업, 생애 등으로 해석되는 것이 진로이나 일반적으로 개인의 장래 또는 미래에 대한 전망 등으로 인식되는 것이 진로이며, 진로에 대한 방향성을 가지고 준비하며 지속적인 선택으로 발달을 할 수 있게 도움을 주는 교육적 활동을 진로라고 할 수 있다고 하였다. 이처럼 진로결정은 직업 선택을 위한 심리적인 행동으로 진로목표달성을 위한 진로에 관한 활동 과정을 수행하고 진로 문제를 다루는 결정이라 할 수 있다. 즉, 합리적인 진로결정 태도란 개인적이로는 자아실현과 국가적인 차원에서의 창의적 능력과 소질을 발휘하는 인재 양성 과정이며 적절한 인력배치가 가능하기 때문에 매우 중요한 의미를 갖는다(Lee, 2025). 이에 본 연구에서는 진로결정태도에 영향을 미치는 주요 요인으로 전공연계(전공선택 동기 및 만족도)와 직업가치관을 중심으로 설정하였으며, 이 세 요인은 유기적으로 상호작용하며 진로결정에 영향을 미치는 구조로 이해하였다. 따라서 진로결정 태도와 관련하여 전공 선택에 대한 동기가 진로의사결정의 출발점으로 보고 그 하위 요인을 전공연계, 전공만족도, 직업가치관으로 구성하여 연구하고자 한다.

III. 내용 및 방법

1. 연구문제, 조사대상 과 자료수집

본 연구는 외국인 유학생의 대학생활적응이 진로결정태도에 어떠한 영향을 미치는지를 실증적으로 규명하고자 하며, 이를 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.
연구문제 1. 조사대상자의 일반적 특성을 알아본다.
연구문제 2. 대학생활적응과 진로결정태도의 하위요인을 알아본다.
연구문제 3. 대학생활적응과 진로결정태도 간 상관관계를 알아본다.
연구문제 4. 대학생활적응이 진로결정태도에 미치는 영향을 알아본다.
조사대상 및 자료수집은 서울·경기 지역의 뷰티전공 외국인 유학생으로 설정하였다. 외국인 뷰티전공 외국인 유학생의 대학생활적응이 진로결정태도에 미치는 영향 관계를 검증하기 위해 무작위로 추출한 185명을 대상으로 URL 설문지로 조사를 시행하였다. 2025년 3월 01일부터 3월 20일까지 외국인 유학생 30명을 대상으로 예비조사를 시행하였으며, 문항의 어휘와 질문의 불분명한 부분들을 수정·보완하였다.
본 조사는 2025년 5월 01일부터 5월 25일까지 25일 동안 이루어졌으며, URL 설문지로 조사하였다. 응답에는 약 15분 정도가 소요되었으며 설문지에는 연구 목적과 설문조사에 참여를 위한 동의 여부를 표시 하였다. 한국의 ‘통계법 제33조(비밀의 보호)’ 원칙을 인용하여 연구목적 이외의 용도로 사용할 수 없다는 문구를 통해 응답자의 비밀보장을 위하여 노력하였다. 온라인 설문지 구성 시 각 문항을 필수 문항으로 설정하였으며 답을 선택하지 않으면 다음 문항으로 진행이 불가하도록 하여 답변이 누락된 설문은 없었다. 총 185부가 분석 자료로 활용되었다.

2. 측정도구

본 연구는 외국인 유학생의 대학생활적응과 진로결정태도를 측정하기 위해 선행연구를 바탕으로 구성한 설문지를 사용하였으며, 전 항목은 5점 Likert 척도로 구성되었다.
대학생활적응은 Kim(2022), Song & Cho(2016), Chae & Kim(2023)의 선행연구를 토대로 전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족의 네 가지 하위요인으로 구성되었으며, 총 16문항으로 측정되었다. 진로결정태도는 Kim(2023), Joo & Oh(2020), Lee(2025)의 선행연구를 기반으로 전공연계, 전공선택동기, 직업가치관의 세 가지 하위요인으로 구성되었으며, 총 18문항으로 측정되었다. 각 하위요인은 탐색적 요인분석을 통해 구성타당성이 검증되었고, 신뢰도 분석 결과 Cronbach’s α 값이 모두 .80 이상으로 나타나 내적 일관성이 확보되었다.
수집된 자료는 SPSS 21.0 통계 프로그램을 활용하여 분석하였다. 구체적인 분석 절차는 다음과 같다.
첫째, 조사대상의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였다.
둘째, 대학생활적응과 진로결정태도에 대한 측정문항의 타당성 검증을 위해 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 요인 추출 방법은 주성분 분석(Principal Components Analysis)을 사용하였다. 요인 추출 기준은 고유값(eigenvalue) 1.0 이상(Mineigen 기준)으로 설정하였고, Varimax 회전법을 적용하였다. 요인적재값(factor loading)은 .40 이상인 문항만을 수용기준으로 삼아 분석하였다.
셋째, 측정도구의 신뢰도 검증을 위해 각 하위요인별로 Cronbach’s α 계수를 산출하여 문항 간 내적 일치도를 확인하였다.
넷째, 변수 간의 상관 정도를 파악하기 위해 피어슨 상관분석(Pearson’s Correlation Analysis)을 실시하여 각 요인 간의 유의미한 관계를 확인하였다.
다섯째, 대학생활적응이 진로결정태도에 미치는 영향을 파악하기 위해 다중회귀분석(Multiple Regression Analysis)을 실시하였다.

IV. 결과 및 고찰

1. 연구 대상자의 일반적 특성

본 연구의 대상은 한국 내 대학에 재학 중인 뷰티전공 외국인 유학생 185명으로, 이들의 인구통계학적 특성은 <Table 1>과 같다.
성별은 남성이 80명(43.2%), 여성이 105명(56.8%)으로 여학생이 다소 많은 분포를 보였다. 학년별로는 2학년이 57명(30.8%)으로 가장 많았으며, 이어 1학년과 3학년이 각각 34명(18.4%)으로 동률을 이루었고, 4학년이 31명(16.8%), 대학원생이 29명(15.7%) 순으로 나타났다. 이는 본 연구대상자의 다수가 학부 1~2학년에 분포하고 있어, 대학생활 적응의 초기 단계를 연구하는 데 적합함을 시사한다.
한국 체류기간의 경우, 1년에서 2년 미만이 67명(36.2%)으로 가장 높은 비율을 차지하였으며, 이어 2년에서 3년 미만이 40명(21.6%), 4년에서 5년 미만이 35명(18.9%), 1년 미만이 22명(11.9%), 5년에서 6년 이상이 21명(11.4%) 순으로 나타났다. 이를 통해 응답자의 절반 이상이 한국 체류기간이 1~3년 사이에 분포하고 있음을 알 수 있으며, 이는 이들이 초기 적응 단계를 어느 정도 거친 상태에서 학업과 진로를 본격적으로 고민하는 시기에 있음을 시사한다.
한국어 수준은 3급이 66명(35.7%)으로 가장 많았고, 이어 4급 48명(25.9%), 2급 36명(19.5%), 5급 23명(12.4%), 6급 12명(6.5%) 순으로 나타났다. 대체로 응답자의 과반수가 중급(3급) 이상 한국어 능력을 보유하고 있어 기본적인 의사소통과 수업 참여에는 무리가 없으나, 학업 심화 과정에서의 언어적 어려움은 여전히 존재할 가능성이 있다.
한국을 선택한 이유로는 ‘한국어 공부를 하고 싶어서’가 64명(34.6%)으로 가장 높은 응답률을 보였고, 다음으로 ‘한류문화(K-pop 등)에 관심이 많아서’가 48명(25.9%), ‘전공 관련 교육을 배우고 싶어서’ 38명(20.5%), ‘본인의 나라와 거리가 가까워서’ 35명(18.9%) 순으로 조사되었다. 이는 한국어 학습과 한류문화에 대한 관심이 주요 유학 동기로 작용하고 있음을 보여주며, 이러한 요인이 대학생활 적응 및 진로결정 과정에도 중요한 배경 변수가 될 수 있음을 시사한다.
이와 같이 본 연구대상자는 주로 한국 체류경험이 1~3년인 중급 수준의 한국어 구사 능력을 가진 여학생이 다수이며, 한국어 학습 및 한류문화에 대한 관심을 바탕으로 유학을 선택한 학생들이 주요 비중을 차지하고 있었다.

2. 대학생활적응과 진로결정태도의 하위요인

1) 대학생활적응의 하위요인

본 연구에서는 대학생활적응 측정도구의 구성타당성을 검증하기 위해 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)을 실시하였다. 요인추출은 주성분분석(principal component analysis)을 사용하였고, 베리맥스 회전(Varimax rotation)을 통해 요인 구조를 단순화하였다. 분석 전 요인분석의 적절성을 확인하기 위해 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 표본적합도 측정치와 Bartlett의 구형성 검정을 실시한 결과, KMO는 .707로 ‘매우 적합’ 수준이었으며, Bartlett의 구형성 검정에서 χ²=3264.090, df=120, p<.001로 유의하여 요인분석 실시가 타당함을 확인하였다. 요인분석 결과, 총 4개의 요인이 추출되었으며 누적 설명력은 80.884%로 나타났다. 요인1은 ‘전공 만족’으로 전공 선택의 적합성과 가치 일치성에 관한 4개 문항으로 구성되었으며, 요인적재량은 .709~.919 범위였다. 요인2는 ‘학교 만족’으로 대학 환경 및 소속감 관련 3개 문항으로 구성되었고, 요인적재량은 .626~.755 범위였다. 요인3은 ‘교육 만족’으로 강의 및 교수자의 수업 열정과 관련된 3개 문항으로 구성되었으며, 요인적재량은 .669~.780 범위였다. 마지막으로 요인4는 ‘학생관계 만족’으로 교우관계와 인간관계 만족을 포함하는 4개 문항으로 구성되었으며, 요인적재량은 .718~.895 범위였다. Cronbach’s α는 전공 만족(.910), 학교만족(.888), 교육만족(.811), 학생관계만족(.898)로 모두 .8 이상이며, 전체 척도의 신뢰도는 .933로 매우 우수한 수준이었다. 이상의 결과를 종합하면, 본 연구에서 사용한 대학생활적응 측정도구는 타당성과 신뢰도가 확보된 구성으로 판단할 수 있다. 각 요인의 명명은 Table 2와 같다.

2) 진로결정태도의 하위요인

본 연구에서는 진로결정태도 측정도구의 구성타당성을 검증하기 위해 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)을 실시하였다. 요인추출은 주성분분석(principal component analysis)을 사용하였고, 베리맥스 회전(Varimax rotation)을 통해 요인 구조를 단순화하였다. 분석 전 요인분석의 적절성을 확인하기 위해 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 표본적합도 측정치와 Bartlett의 구형성 검정을 실시한 결과, KMO는 .845로 ‘매우 적합’ 수준이었으며, Bartlett의 구형성 검정에서 χ²=3812.743, df=153, p<.001로 유의하여 요인분석 실시가 타당함을 확인하였다. 요인분석 결과, 총 3개의 요인이 추출되었으며 누적 설명력은 74.641%로 나타났다. 요인1은 ‘전공연계’로 전공 교과와 희망 진로의 적합성, 교수자의 진로준비 지도, 전공학습의 유용성 등을 반영하는 6개 문항으로 구성되었으며, 요인적재량은 .670~.836 범위였다. 요인2는 ‘전공선택동기’로 전공 선택에 영향을 준 동기 및 학업·상담·수업 환경에 관한 6개 문항으로 구성되었고, 요인적재량은 .587~.872 범위였다. 요인3은 ‘직업가치관’으로 직업 선택 시 중시하는 가치와 기대를 반영하는 6개 문항으로 구성되었다, 요인적재량은 .649~.873 범위였다.
Cronbach’s α는 전공연계(.930), 전공선택동기(.919), 직업가치관(.904)로 모두 .9 이상이며, 전체 척도의 신뢰도는 .957로 매우 우수한 수준이었다. 이상의 결과를 종합하면, 본 연구에서 사용한 진로결정태도 측정도구는 타당성과 신뢰도가 확보된 구성으로 판단할 수 있다. 각 요인의 명명은 Table 3과 같다.

3. 대학생활적응과 진로결정태도의 상관분석

요인들 간의 인과관계에 대한 타당성을 검토하기 위하여 요인들 간의 상관관계를 알아본 결과는 Table 4와 같다.
본 연구에서는 대학생활적응 요인(전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족)과 진로결정태도 요인(전공연계, 전공선택동기, 직업가치관) 간의 상관관계를 검증하였다.
분석 결과, 전공만족은 전공선택동기(r=.456, p<.01)와 유의한 정적 상관을 보였으며, 직업가치관(r=.117)과는 상관을 보였으나 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 전공에 대한 만족도가 높을수록 해당 전공을 선택한 동기가 강화됨을 의미한다. 또한 학교만족은 전공연계(r=.755, p<.01)와 전공선택동기(r=.289, p<.01) 모두와 정적 상관을 보여, 학교생활에 대한 만족이 높을수록 전공과 진로의 연계성을 긍정적으로 인식하고 전공 선택의 동기 역시 강화되는 것으로 나타났다.
또한 교육만족은 직업가치관(r=.268, p<.01)과 유의한 정적 상관을 나타내어, 교육의 질과 교수자의 수업에 대한 만족이 높을수록 직업 선택에서 가치적 기준을 더 중요하게 고려함을 시사하였다. 학생관계만족은 전공연계(r=.177, p<.05)와 직업가치관(r=.735, p<.01) 모두와 정적 상관을 보여, 교우관계와 대인관계에서의 만족도가 높을수록 전공과 진로의 연계성을 긍정적으로 인식하고, 직업 선택 시 가치 지향적 태도가 강화되는 것으로 확인되었다.
이상의 결과를 종합하면, 대학생활적응 요인과 진로결정태도 요인은 서로 밀접하게 관련되어 있으며, 특히 학교만족-전공연계, 학생관계만족-직업가치관 간의 상관관계가 높게 나타나 학생들의 진로결정 태도에 있어 학교 환경과 대인관계 요인이 중요한 역할을 함을 알 수 있다.

4. 대학생활적응이 진로결정태도에 미치는 영향

본 연구에서는 대학생활적응 요인(전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족)이 진로결정태도 요인(전공연계, 전공 선택동기, 직업가치관)에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 모든 회귀모형은 통계적으로 유의하게 나타났으며, Durbin-Watson 계수는 2.171~2.438 범위로 자기상관의 문제가 없는 것으로 확인되었다.
첫째, 전공연계를 종속변수로 한 회귀분석 결과, 모형은 유의하게 나타났으며(R=.789, R²=.623, 수정된 R²=.615, F=74.444, p<.001), 대학생활적응 요인 중 학교만족(β=.755, p<.001), 교육만족(β=.135, p=.004), 학생관계만족(β=.177, p<.001)이 전공연계에 유의한 정적 영향을 미쳤다. 특히 학교만족의 영향력이 가장 크게 나타났으며, 전공만족은 유의하지 않았다.
둘째, 전공선택동기를 종속변수로 한 회귀분석 결과, 모형은 통계적으로 유의하게 나타났으며(R=.559, R²=.313, 수정된 R²=.297, F=20.469, p<.001), 전공만족(β=.456, p<.001), 학교만족(β=.289, p<.001), 교육만족(β=.137, p=.028)이 모두 전공선택동기에 유의한 정적 영향을 미쳤다. 이 중 전공만족의 영향력이 가장 크게 나타났으며, 학생관계만족은 유의하지 않았다.
셋째, 직업가치관을 종속변수로 한 회귀분석 결과, 모형은 통계적으로 유의하였으며(R=.794, R²=.630, 수정된 R²=.622, F=76.544, p<.001), 학생관계만족(β=.735, p<.001), 교육만족(β=.268, p<.001), 전공만족(β=.117, p=.011)이 모두 직업가치관에 유의한 정적 영향을 미쳤다. 이 중 학생관계만족이 가장 큰 영향력을 보였으며, 학교만족은 유의하지 않았다.
이상의 결과를 종합하면, 대학생활적응 요인 가운데 학교만족은 전공연계, 전공만족은 전공선택동기, 학생관계만족은 직업가치관에 각각 핵심적으로 작용하는 요인으로 나타났다. 또한 교육만족은 전공연계, 전공선택동기, 직업가치관 전반에 걸쳐 일정한 영향을 미쳐 진로결정태도의 전반적 형성에 기여하는 것으로 확인되었다. 이 같은 결과는 Song & Cho (2016)의 연구에서 제시한 “전공만족이 진로결정태도에 직접적 영향을 미친다”는 결과와 일치하며, Kim(2022)의 연구에서 보고된 “대인관계 능력과 전공만족이 진로결정태도 형성에 긍정적으로 작용한다”는 결과와도 유사하다. 또한 Wang & Park(2024)의 연구에서 교육만족이 진로적응력과 직업가치관 확립에 긍정적 영향을 준다고 보고된 점은 본 연구의 결과를 뒷받침한다. 반면, Choi(2018) 는 외국인 유학생의 언어·문화적 장벽이 대학생활적응을 저해한다고 하였으나, 본 연구에서는 학교만족과 교육만족이 오히려 진로결정태도를 강화하는 요인으로 작용하였다. 이는 K-뷰티 전공 유학생의 실습 중심 교육환경과 전공 연계성이 높은 커리큘럼이 학업 적응과 진로형성 모두에 긍정적으로 작용했음을 시사한다.

V. 결 론

본 연구는 한국의 대학에 재학 중인 뷰티전공 외국인 유학생을 대상으로 대학생활적응 요인이 진로결정태도에 어떠한 영향을 미치는지를 실증적으로 규명하고자 하였다.
연구의 조사대상은 서울·경기 지역 대학에 재학 중인 뷰티전공 외국인 유학생 185명으로, 무작위 표집을 통해 선정하였다. 2025년 5월 1일부터 5월 25일까지 총 25일간 온라인(URL) 설문조사를 실시하였으며, 사전에 30명을 대상으로 예비조사를 시행하여 문항의 적절성을 검증하였다. 조사도구는 선행연구를 바탕으로 대학생활적응(전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족)과 진로결정태도(전공연계, 전공선택동기, 직업가치관)를 측정하도록 구성하였으며, 모든 문항은 5점 Likert 척도로 응답하였다. 수집된 자료는 SPSS 21.0 통계프로그램을 활용하여 요인분석, 상관분석, 다중회귀분석을 실시하였다. 이상의 절차를 통해 전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족의 네 가지 대학생활적응 요인과 전공연계, 전공선택동기, 직업가치관의 세 가지 진로결정태도 요인을 중심으로 탐색적 요인분석, 상관관계분석, 다중회귀분석을 실시하였다.
분석 결과, 첫째 대학생활적응은 네 가지 요인(전공만족, 학교만족, 교육만족, 학생관계만족)으로 구조화되었으며, 측정도구의 신뢰도와 타당도가 확보되었다. 진로결정태도 역시 전공연계, 전공선택동기, 직업가치관의 세 요인으로 도출되었으며, 모두 높은 내적 일관성을 보였다. 둘째, 대학생활적응과 진로결정태도 간의 상관분석 결과, 학교만족은 전공연계 및 전공선택동기와 유의한 정적 상관을 보였으며, 전공만족은 전공선택동기와, 교육만족은 직업가치관과, 학생관계만족은 전공연계와 직업가치관과 각각 정적 상관을 나타냈다. 이는 대학생활적응 수준이 높을수록 유학생의 진로결정태도 역시 긍정적으로 형성됨을 보여준다. 셋째, 다중회귀분석 결과, 전공연계에는 학교만족, 교육만족, 학생관계만족이 유의한 영향을 미쳤으며, 전공선택동기에는 전공만족, 학교만족, 교육만족이 유의한 영향을 나타냈다. 또한 직업가치관에는 학생관계만족, 교육만족, 전공만족이 정적 영향을 미쳤다. 이는 대학생활적응 요인이 진로결정태도의 세부 영역마다 차별적으로 작용함을 의미하며, 특히 학교만족은 전공연계, 전공만족은 전공선택동기, 학생관계만족은 직업가치관에 핵심적 영향을 미치는 변수임을 확인하였다.
이상의 결과를 종합하면, 뷰티전공 외국인 유학생들의 대학생활적응은 단순히 학업성과에 그치지 않고 진로결정태도의 형성에 중요한 요인으로 작용함을 알 수 있다. 특히 학교 환경에 대한 만족과 교우관계에서의 긍정적 경험은 진로연계성과 직업 가치관 확립에 중요한 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 토대로 다음과 같은 시사점을 도출할 수 있다. 대학은 외국인 유학생의 원활한 적응을 위해 행정적·정서적 지원과 학사 제도 개선을 강화할 필요가 있으며, 전공 교육과정을 현장성과 국제성을 반영하여 구성함으로써 전공만족을 제고해야 한다. 또한 내·외국인 학생 간 교류 프로그램을 확대하여 학생관계만족을 높이는 것은 직업가치관 형성에 긍정적 기여를 할 수 있다. 한편 본 연구는 특정 지역 대학의 뷰티전공 외국인 유학생을 대상으로 제한된 표본을 활용하였다는 점에서 연구결과의 일반화에 한계가 있다. 또한 횡단적 연구 설계로 인해 시간의 흐름에 따른 대학생활적응과 진로결정태도의 변화를 반영하지 못하였다.
더불어 외국인 유학생의 국가별 문화적·경제적·언어적 차이를 고려하지 못하였다는 점에서 연구의 폭이 제한적이라는 한계가 있다. 향후 연구에서는 국가별 비교 분석을 포함하여 문화적 배경에 따른 진로결정요인의 차이와 적응 특성을 심층적으로 탐색할 필요가 있다.
또한 연구 대상을 보다 다양한 전공과 지역으로 확대하고, 종단적 연구나 질적 연구방법을 병행함으로써 외국인 유학생의 대학생활적응과 진로결정태도의 시간적 변화와 문화적 다양성을 함께 반영할 수 있을 것이다.

Table 1
General Characteristics of Survey Subjects
Category Item Frequency %
Gender Male 80 43.2
Female 105 56.8

Year in School Freshman 34 18.4
Sophomore 57 30.8
Junior 34 18.4
Senior 31 16.8
Graduate student 29 15.7

Length of Stay in Korea Less than 1 year 22 11.9
1-2 years 67 36.2
2-3 years 40 21.6
4-5 years 35 18.9
More than 5-6 years 21 11.4

Korean Language Proficiency Level 2 36 19.5
Level 3 66 35.7
Level 4 48 25.9
Level 5 23 12.4
Level 6 12 6.5

Reason for Choosing Korea To study the Korean language Interest in Korean culture (e.g., K-pop, etc.) 64 34.6
Strong personal interest 48 25.9
Geographical proximity 35 18.9
Desire to receive major-related education 38 20.5

Sum 185 100(%)
Table 2
Adaptation to College Life Scale: Validity and Reliability
Items Major Satisfaction School Satisfaction Education Satisfaction Peer Relationship Satisfaction Communality
I chose a major that matches my aptitude and talent. .919 .184 .073 .181 .917
My major fits well with my aptitude. .881 .299 .087 .037 .875
I selected my major because it matched my values. .860 .233 .136 .165 .840
I think my major is suitable for me. .709 .044 .503 .070 .763

I am proud to attend this university. .381 .775 −.139 .230 .817
I am satisfied with the overall environment of my university. .366 .768 .085 .261 .798
I am satisfied with my decision to attend this university. .057 .759 .447 .193 .817
I feel a sense of belonging to my university. .320 .626 .396 .205 .693

I am satisfied with the courses I am taking this semester. .095 .142 .780 .148 .660
I am satisfied with the quality of the lectures I take at this university. .115 .335 .744 .287 .761
I do not feel much psychological pressure from performing various roles. .171 .576 .710 .120 .880
I feel that professors teach passionately. .253 −.273 .669 .418 .817

I have several classmates with whom I can talk about any problems. .128 .239 .159 .895 .900
I usually get along well with other students at the university. .214 .459 .150 .776 .881
I am satisfied with interpersonal relationships at the university. .060 .497 .196 .743 .841
I have made good friends at this university. .120 −.043 .451 .718 .735

Eigenvalue 3.445 3.393 3.072 3.031

Explained variance (%) 21.532 21.207 19.201 18.944

Cumulative explained variance (%) 21.532 42.739 61.940 80.884

Cronbach’s α .910 .888 .811 .878

KMO=.707, Bartlett’s Test of Sphericity=3264.090, df=120, p<.001, Total Explained Variance(%)=80.884. Cronbach α=.933
Table 3
Validity and Reliability Verification of Career Decision Attitude
Items Major relevance Major choice motivation Job values Communality
I think the subjects I learn in my major are well aligned with my desired career. .836 .070 .247 .765
Professors explain in an easy-to-understand way the content necessary for career preparation. .828 .269 .196 .796
I believe that if I try hard, I can get the job I want. .797 .247 .228 .749
I think I am learning valuable things in my major. .785 .378 .278 .836
I think professors have in-depth knowledge of the major field. .705 .564 −.012 .816
I will decide on my career based on the standards I set. .670 .283 .347 .649

I chose my major because I thought I could earn a high income. .168 .872 .106 .800
I think the educational content of my major is generally well organized. .223 .758 .155 .649
I believe I can consult with professors whenever I want. .210 .747 .282 .681
I think graduating in Korea will be advantageous for me. .380 .712 .394 .806
I am very interested in the stories of people who are successful in my desired job. .436 .607 .532 .800
I am satisfied with the quality of the lectures I am currently taking at the university. .541 .587 .284 .718

I want a job with short working hours and good working conditions. .297 −.006 .886 .873
I consider income the most important factor when deciding on a job. −.006 .282 .761 .659
I will choose a job I am interested in and like, rather than a socially popular job. .416 .252 .723 .796
I think the job I choose will help me achieve my life goals. .379 .428 .554 .633
I will pursue the career I have decided on, even if my parents oppose it. .468 .492 .543 .756
I am confident that I will succeed in the occupational field I have chosen. .447 .433 .512 .649

Eigenvalue 5.155 4.548 3.732

Explained variance (%) 28.640 25.266 20.735

Cumulative explained variance (%) 28.640 53.906 74.641

Cronbach’s α .930 .919 .904

KMO=.845, Bartlett’s Test of Sphericity=3812.743, df=153, p<.001, Total Explained Variance(%)=80.884. Cronbach α=.957
Table 4
Correlation Analysis between College Life Adjustment and Career Decision Attitude
Major Satisfaction School Satisfaction Education Satisfaction Peer Relationship Satisfaction Major Relevance Motivation for Major Choice Job Values (Occupational Values)
Major Satisfaction 1
School Satisfaction .000 1
Education Satisfaction .000 .000 1
Peer Relationship Satisfaction .000 .000 .000 1
Major Relevance −.061 .755** .135 .177* 1
Motivation for Major Choice .456** .289** .137 .052 .000 1
Job Values .117 −.067 .268** .735** .000 .000 1
Table 5
The Effect of College Life Adaptation on Career Decision-Making Attitudes
Variable Unstandardized Coefficient (B) Standardized Coefficient (Beta)(β) t Significance Probability

B Standard Error (SE)
Major Relevance (Constant) 1.001E-013 .046 .000 1.000
Major Satisfaction −.061 .046 −.061 −1.338 .183
School Satisfaction .755 .046 .755 16.501 .000
Education Satisfaction .135 .046 .135 2.949 .004
Peer Relationship Satisfaction .177 .046 .177 3.876 .000

R=.789, R2=.623, Adjusted R2=.615, F=74.444, p=.000, Durbin-Watson=2.238

Motivation for Major Choice (Constant) −1.000E-013 .062 .000 1.000
Major Satisfaction .456 .062 .456 7.373 .000
School Satisfaction .289 .062 .289 4.677 .000
Education Satisfaction .137 .062 .137 2.218 .028
Peer Relationship Satisfaction .052 .062 .052 .849 .397

R=.559, R2=.313, Adjusted R2=.297, F=20.469, p=.000, Durbin-Watson=2.438

Job Values (Constant) 1.001E-013 .045 .000 1.000
Major Satisfaction .117 .045 .117 2.574 .011
School Satisfaction −.067 .045 −.067 −1.484 .140
Education Satisfaction .268 .045 .268 5.912 .000
Peer Relationship Satisfaction .735 .045 .735 16.199 .000

R=.794, R2=.630, Adjusted R2=.622, F=76.544, p=.000, Durbin-Watson=2.171

* p<.05,

** p<.01,

*** p<.001

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