20세기 후반에 접어들면서 나타난 사회적 현상은 산업사회가 어느 정도 성숙되면서 차츰 고도성장에서 안정 성장을 추구하고 생활패턴도 양적인 만족에서 삶의 질을 추구하는 쪽으로 바뀌었다는 점이다. 현대사회는 한마디로 ‘대중여가의 시대’ 또는 ‘대중문화의 시대’ 라고도 한다. 2004년 7월 1일부터 실질적인 단계적 시행에 들어간 주5일 근무제와 웰빙 열풍 등으로 말미암아 우리나라에서도 여가와 삶의 질에 대한 관심이 고조 되었다. 오늘날 우리가 추구하는 삶의 질적인 문제는 여가활동이 우리 생활에서 매우 중요한 부분을 차지하고 있다고 해도 과언이 아니다. 여가활동은 인간의 삶의 질적 향상, 행복 추구, 자아실현, 건강유지 및 증진에 효과적으로 부응하는 역할을 담당한다(강경빈, 1998). 여가활동에 가장 능동적으로 참여할 수 있는 계층이며 사회인으로 출발하기 위한 마지막 시기인 대학생들은 여가활동의 향유를 위한 교육적 가치가 매우 높은 집단이다(이덕성, 박영숙, 2000).

청년 후기에 속하는 대학생은 고등학교와 달리 환경 변화로 어떤 연령대보다 스트레스를 많이 경험한다. 진로선택, 학업, 대인관계와 급증하는 노동시장의 변화와 다양하고 전문화된 능력의 요구, 장기불황에 따른 취업난과 청년실업의 증가로 다양한 스트레스를 경험하고 있다. 이런 스트레스 감소를 위한 가장 적절한 방법은 적극적인 여가활동의 장려이다(김동진, 김재운, 2000). 대학생 시기는 미래의 삶을 개척하기 위한 지적인 능력개발과 함께 원만한 인간관계를 형성하고, 자아를 발견해 나가며 다양한 경험과 여가활동을 필요로 하는 시기이기도 하다(박병훈, 임상용, 2005). 대학생들의 여가활동이 가장 활발히 이루어지는 곳은 대학 내의 동아리활동이며, 동아리활동을 경험함으로써 학과공부 이외에 대학생활에 있어서 긍정적인 도움을 받을 수 있다. 여가동아리활동 참여는 사회가치를 갖도록 강화시키는 잠재력을 갖고 있으며, 평생에 걸쳐 사회참여를 실천하는 시발점이 되기도 한다. 여가동아리활동을 통하여 길러진 취미와 교양, 기술 및 생활태도 등은 문화활동과 친교활동 뿐만 아니라 진로와 직업선택에 까지도 큰 영향을 미칠 수 있다(윤영미, 2013). 한국청소년개발원(2005)의 보고에 의하면, 청소년의 동아리활동 참여는 진로탐색 등에 긍정적인 영향을 주고 있다고 하였다. 우리의 삶에 여가의 중요성이 부각되면서 대학생의 가장 큰 여가활 동의 형태인 동아리 활동에 대한 중요성도 커져가고 있으며 이에 따라 동아리활동 과 관련된 생활만족과 관련된 선행연구(김동진, 김재운, 2000; 김영미, 한혜원, 2010; 고욱재, 2007; 박근태, 2003; 전혜경, 윤미선, 2010; 최성범, 최종인, 2009)는 변인들 간의 관계를 규명하기 위하여 다양하게 연구되어 왔다.

한편, 한국과 중국은 지리적으로 인접해 있을 뿐만 아니라 역사적으로도 정치, 경제, 문화 등 여러 분야에 걸쳐 밀접한 교류를 진행해 오고 있다(전정화, 2004). 1994년 9월 한국과 중국은 “한•중 문화교류 협정”을 체결하였으며 그 이후 경제, 문화 교류가 빈번히 이루어지고 있다. 21세기 최대의 역사적 이변은 중국의 부상이라고 할 수 있다. 빈곤과 저개발 그리고 정치적 혼미 속에서 중국이 개혁 개방 30년 만에 세계 제 1의 수출 대국 및 외화보유국으로 우뚝 섰다. 중국은 정치, 외교적으로 뿐만 아니라 경제문화적 측면에서 우리나라의 미래 발전과 밀접한 관계를 갖고 있다. 중국은 2004년 미국을 넘어 우리나라의 최대 교역국이 되었다(이정훈, 김소라, 2011). 또한 중국은 한국과 관광여가활 동이 매우 밀접히 연결되어 있다. 이렇게 중국과 활발하게 관광여가 활동의 교류가 있지만 대부분의 여가의 선행연구는 정치, 경제, 윤리의 방면 연구들이 대부분이다(전정화, 2004).

중국의 서안체육대학의 王 敏(2005)교수의 대학생의 이성적인 여가행위 창출에 대한 여가교육에 대한 소고에 의하면 많은 학생들이 인터넷 서핑, 거리 돌아다니기, 수면 등을 여가개념으로 잘못 인식하고 있다고 보고 대학생들이 능동적이고 건강한 여가활동을 누릴 수 있도록 선도적인 역할을 해야 한다고 하였다. 彭 姍 (2006)은 대학생의 이성적인 여가행위가 삶의 만족에 연관이 있다고 하였고, 盧元鎭(2000)는 중국인의 여가활동과 여가만족도는 상관관계가 높다고 보고하고 있다. 이렇게 중국에서는 경제 발전과 함께 다양한 여가활동의 연구가 활발히 진행되고 있으며, 국민의 여가수요가 증대되고 있다(楊劍英, 2009). 중국은 1995년 5월 1일 주 5일제가 시작되었으며, 2007년 국무운 “개정에 관한 결정 등 국민의 여가시간 확대를 위한 정책을 내놓으며 국가가 여가에 지대한 관심을 가지고 있다( 曹永强等, 2005). 중국과 여가활동 등의 교류는 계속 깊어질 전망이다. 하지만, 중국과의 여가연구는 거의 전무한 실정이며, 대부분의 연구는 재한 중국유학생들 대상으로 연구 되어지는 실정이다(김흥렬, 2011). 오늘날 개방 화, 국제화, 세계화 추세와 더불어 특히, 중국은 정책적으로도 밀접한 교류를 맺고 있다. 이러한 흐름 속에서 교육, 문화, 관광 등도 빠르게 발전하고 있으며 양국의 대학생들의 유학비율 또한 증가하고 있으며 해마다 중국 관광객도 늘어나고 있는 실정이다. 발전해 가는 중국과의 다양한 교류 속에서 중국을 보다 빠르게 이해 하기 위해서는 여가활동 연구는 필요한 과제라 생각된다. 따라서 본 연구는 여가활동의 미래 주역인 대학생을 대상으로 여가만족, 대학생활 만족, 자아존중감, 진로자기효능감, 삶의 만족에 미치는 영향력과 연관성을 규명하고자 한다. 본 연구는 한국과 중국 대학생들의 대학생활에서 여가활동을 긍정적으로 이해하고 여가활동을 장려하며, 대학내 여가동아리 활동의 문화 조성을 위한 기초자료의 기틀을 마련하는데 본 연구의 목적이 있다.

본 연구는 대학생의 스포츠나 여가활동이 생활만족에 영향을 미친다(김영미, 한혜원, 2010; 김승수, 김시중, 2013; 고영태, 2006; 박상일, 전태준, 2011; 박성수, 2007; 박영숙, 2000; 이려정, 2010; 이영민, 2005; 조수현, 장현종, 2011)는 선행연구 연구 결과, 여가만족과 생활만족에 관한 선행연구(김봉경, 2008; 박미현, 2008; 배경호, 2008; 이상호, 2010; 정현태, 2008), 대학생활만족에 관한 선행 연구( 송 병건, 2009; 이계윤, 송현종, 2013; 조성희, 2007; 하숙례, 2013; 한학진, 2014), 자아존중감과 생활만족에 관한 선행연구(김정엽, 이재모, 2010; 고영준, 서진교, 2009; 오성현, 2010; 윤성욱, 2006; 이영민, 2007; 한권상, 김종필, 2010), 진로자기효능 감이 생활만족에 관한 선행 연구(서광용, 2010; 안태용, 김신예, 2013)등을 기초로 인과관계를 규명함에 있어 구조모형방정식을 실시하여 분석, 비교하고자 한다. 이러한 연구의 결과는 향후 한, 중 두 나라의 대학 내 올바른 여가교육 및 여가정책에 실질적이며 이론적 토대를 제공해 줄 수 있을 것이라 사료된다.

본 연구에서는 여가동아리활동에 참여 하고 있는 한국과 중국 대학생을 대상으로 여가만족, 대학생활만족, 진로자기효능감, 자아존중감이 삶의 만족에 영향을 미친다는 것으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

여가동아리활동 참여를 통하여 양국의 대학 생들의 여가만족, 대학생활만족, 자아존중감, 진로자기효능감이 삶의 만족에 어떠한 영향을미 치는지 가설 모형을 설정하고 구조방정식을 사용해 검증하고자 하는 개념적 연구 모형은 다음 <그림 1>과 같다.

본 연구는 2013년 9월~11월까지 한국에서는 K광역시, 중국에서는 C시의 대학에서 여가 동아리 활동에 참여하고 있는 대학생들을 대상으로 편의 표집방법을 활용하여 표본을 추출하였다. 설문지는 자기평가기입법으로 작성하게 하였으며, 각각 한국어와 중국어로 작성하였으며, 중국어의 경우 전문가의 도움을 받아 문항에 대한 해석의 오류를 줄이고자 하였다. 불성 실한 답변을 제외한 한국의 대학생 설문 305 부, 중국의 대학생 설문 315부가 분석되었다. 연구 대상자의 일반적 특성은 <표 1>과 같다.

본 연구에서는 인구통계학적 변인에 관한 5개 문항, 여가만족문항 24문항, 대학생활만족 15문 항, 자아존중감 10개 문항, 진로자기효능감 25문항, 삶의 만족 12개 문항으로 구성되었다. 설문 문항에 대한 응답은 Likert Scale 방식을 이용하여 모두 “전혀 그렇지 않다” 1점에서 “매우 그렇다” 5점으로 응답하게 하였다. 본 연구에서 사용된 설문지 구성 내용은 <표 2>와 같다.

여가만족을 측정하기 위하여 Beard & Ragheb (1980)이 개발하고 원형중이 번안하고 김재현(2013)등이 사용한 설문지를 이용하였다. 본 연구의 여가만족은 여가동아리활동을 통해 얻은 경험이 얼마나 충족되었는지를 보기 위해 전반적인 만족의 정도를 측정하였다.

대학생활만족도를 측정하기 위하여 Baker & Siryk(1989)가 제작하고 연세대학교 학생 상담소에서 번안한 대학생활적응 척도 (Student Adjustment to College Questionnaire: SACQ)를 본 연구에 맞게 보완하여 재구성 하여 사용하였다.

자아존중감 측정도구는 Rosenberg(1965)가 개발하고, 전병제(1974)가 번안, Curbow & Somerfield (1991)에 검증되고, 박미현(2007)등이 사용한 자아 존중감 척도(Self-Esteem Scale)를 본 연구에 맞게 수정 보완하여 사용하였다.

자아존중감이 높은 사람은 행복하고, 안정적이며, 자신의 능력과 성취에 대해 보다 높은 확신을 가지고 있는 반면 자아존중감이 낮은 사람은 불행 감과 분노를 자주 느끼고, 쉽게 짜증을 내며 갈등을 자주 경험한다고 하였다(Rosenberg, 1965).

진로자기효능감 측정 도구는 Betz, Voyten (1997) 이 구성한 진로자기효능감 척도(CDMEE-SF; Career Decison Making Self- Efficacy Scale: CDMSES)의 단축형인 CDMSES-SF를 이은진(2001)이 번안하고 이현주(2008)등이 사용한 설문지를 이용하였다.

삶의 만족 측정 도구는 Naugarten, Havighurs, & Tobin(1961)이 개발한 생활만족지수(Life satisfaction Index)를 Bigot(1984)가 표준화시킨 생활 만족 지수 (Life Satisfaction Index-Well Being: LIS-W)의 20문항에서 여가 전공교수 2명과 전문가 회의를 통하여 본 연구에 맞게 수정 보완한 후 사용하였다. 여가의 경험은 만족감을 발생시키며 개인의 삶의 만족에 고려된다.

본 연구의 자료처리를 위하여 한국 대학생 305명, 중국 대학생 315명의 설문지를 SPSS Ver. 18.0과 AMOS(Analysis Moment of Structure) 18.0 통계패키지를 이용하여 분석하였다. SPSS통계 프로그램에서는 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 구성개념 타당성을 검증하기 위해 요인분석(exploratory factor analysis)을 실시 하였으며, 요인의 추출방법으로 고유값(eigen value) 1.0 이상의 기준을 적용하였으며, 회전 방식은 직교 회전 방법중 베리멕스(varimax)를 이용하였다. 신뢰도 분석(Reliability Analysis: Cronbach’s α)은 가장 널리 사용되는 것이 크론바흐의 알파계수이다. 이 알파계수는 0과 1사이의 값으로서 1에 가까울 수록 문항들에 대한 응답이 서로 유사해서 신뢰성이 높음을 나타낸다(서의훈, 2006). 변인간의 관계를 알아보기 위하여 상관분석(Correlation Analysis) 을 실시하였다. AMOS통계 프로그램에서는 확인적 요인분석(Confirmatiry Factor AnalysisCFA)을 실시하였으며 여가만족, 대학생활만족, 자아존중감, 진로자기효능감, 삶의 만족간의 연구모형의 검증을 위하여 구조방정식모형분석(Structure Equation Modeling)을 이용하였으며, 모형의 적합도를 평가하기 위해 X2, NFI, CFI, RMR와 GFI, AGFI 를 사용하였다.

1) 타당성 분석 및 신뢰도 분석

(1) 한국대학생의 탐색적 요인 및 신뢰도 분석

<표 3>은 한국 대학생의 여가만족에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과이다. 선행연구에서는 6개 요인(Factor)으로 구성되었으나, 본 연구에서는 5개 요인으로 약 67% 정도의 설명력을 가지고 있으며, 1개 요인이 1개 문항으로만 구성되어 문항 1개를 제외하고 분석을 실시하였다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cronbach's α=.703~.854).

<표 4>는 한국 대학생의 대학생활만족에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석이다. 대학 생활만족에 대한 탐색적 요인분석에서는 3개 요인으로 약 63%의 설명력을 갖으며, 1개 요인이 1개 문항으로만 구성되어 문항 1개를 제외 하고 분석을 실시하였다. 본 연구에서는 신뢰 할만한 수준이었다(Cronbach's α=.742 ~.834).

<표 5>는 한국 대학생의 진로자기효능감에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석결과이다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cronbach's α=.734~.845).

<표 6>은 한국 대학생의 자아존중감 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과이다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cron bach's α=.823~.876).

<표 7>은 삶의 만족에 대한 탐색적 요인분석에서는 사용된 요인으로 약 63%의 설명력을 가지고 있는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Conbach's α=.708~.827).

(2) 중국대학생의 탐색적 요인 및 신뢰도 분석

<표 8>는 중국대학생의 여가만족에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과이다. 약 67% 정도의 양호한 설명력을 가진 5개 요인으로 분석을 실시하였다. 본 연구에서는 신뢰할 만한 수준이었다(Cronbach's α=.721~.890).

<표 9>는 중국 대학생의 대학생활만족에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석이다. 대학 생활만족에 대한 탐색적 요인분석에서는 3개 요인으로 약 58%의 설명력을 가지는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cronbach's α=.705~.820).

<표 10>은 중국 대학생의 진로자기효능감에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석이다.

본 연구에서는 신뢰할 만한 수준이었다(Cronbach's α=.782~.854).

<표 11>은 중국 대학생의 자아존중감에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석이다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cronbach' s α=.806~.865).

<표 12>는 중국대학생의 삶의 만족에 대한 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석이다. 탐색적 요인분석에서는 3개 요인으로 약 59%의 설명력을 갖으며 해당 문항의 요인 적재값(Factor Loading)이 낮아 1개 문항을 제외하고 분석에 활용하였다. 본 연구에서는 신뢰할만한 수준이었다(Cronbach's α=.742~.842).

2) 확인적 요인분석

확인적 요인분석(CFA: Confirmatory Factor Analysis)은 잠재변수와 관측변수간의 관계 및 잠재변수 간의 관계를 검증하는 것으로서, 탐색적 요인분석과 다른 점은 분석전에 요인 (잠재 변수)의 수와 요인(잠재변수)과 그에 따른 항목 (관측변수)들이 이미 저장된 상태에서 분석된다는 것이다(우종필, 2012).

본 연구 에서는 여러 적합도 지수 중에서 절대부합지수 RMR와 GFI, AGFI 를 사용하였으며, 증분 부합지수 CFI, NFI를 사용하였다. GFI, AGFI는 .9 이상이어야 하며, RMR .05이하, NFI, CFI는 .9이 상이어야 최적 모델이라 할 수 있다(김계수, 2007).

<표 13>은 확인적 요인 분석이다. 한국은 NFI 는 .923, CFI는 .901, RMR는 .032, GFI는 .901, AGFI는 .923으로 본 연구에서 사용된 요인들은 적합하다고 볼 수 있으며, 중국의 경우 NFI .915, CFI는 .900, RMR는 .040와 GFI .932, AGFI .901로 본 연구에서 사용된 요인들은 적합하다고 볼 수 있다.

1) 변수간의 상관관계

상관분석은 서로 관련된다고 예측되는 변수 들에 대해 선형적으로 얼마나 연관성이 있는지 알아보는 분석이다. 한 변수가 증가할 때 다른 변수도 증가하는 경향이 있는 경우에는 두 변수가 양의 상관관계가 있다고 말한다(서의훈, 2006). 한국 대학생의 상관분석 결과는 <표 14>와 같이 여가만족, 대학생활만족, 자아존중 감, 진로자기효능감, 삶의 만족 간의 변수 모두 통계적으로 유의한 양의 상관을 보였임을 알수 있다.

중국 대학생의 상관분석 결과는 <표 15>과 같이 여가만족, 진로자기효능감, 대학생활만족감, 자아 존중감, 삶의 만족 변수 간 모두 통계적으로 유의한 양의 상관을 보였음을 알 수 있다.

2) 연구모델 검증

모델 적합도는 연구모델을 채택하느냐 기각하느냐를 결정하는 기준이 되기 때문에 가설의 유의성 검정만큼이나 중요한 부분이다. 모델에서 경로의 결과가 아무리 좋게 나왔다고 하더라도 모델적합도가 좋지 않으면 큰 의미를 갖지 못한다(우종필, 2012). 본 연구를 수행하기 위하여 연구 모형의 적합도 검정을 실시하였다. 연구에서 사용한 모델 적합도 지수는 X2, NFI, CFI, RMR GFI, AGFI 지수를 살펴 보았다. 한국의 모형 적합도는 <표 16>과 같이, 한국은 NFI는 .943, CFI는 .900, RMR은 .040, GFI는 .923, AGFI 는 .924, 이며, X2는 682.72로 모형의 적합도는 비교적 양호한 것으로 나타났다. 중국의 모형 적합도는 NFI는 .901, CFI는 .903, RMR은 .035, GFI는 .967, AGFI는 .934이며, X2는 786.31로 모형의 적합도는 비교적 양호한 것으로 나타났다.

본 연구에서 설정한 연구가설을 검증한 결과는 <표 17>과 같다. 연구 가설의 통계적 검정 결과, H₁의 “여가만족이 대학생활만족에 영향을 미칠 것이다” 가설은 한국과 중국 모두 H의 가설은 채택되었다. 한국 대학생의 경우, 통계적으로 매우 유의한 차이(t=12.217***)가 있었으며, 중국 대학생들의 통계적 검정 결과 또한 통계적으로 매우 유의한 차이(t=8.131***) 가 있었다.

H₂ “여가만족이 자아존중감에 영향을 미칠 것이다” 가설은 한국과 중국 모두 채택되었다. 한국 대학생의 경우 통계적으로 매우 유의한 차이(t=4.554***)가 있었으며, 중국 대학생도 통계 적으로 매우 유의한 차이(t=4.011***)가 있었다.

H₃의 “여가만족이 진로자기효능감에 영향을 미칠 것이다” 가설의 통계적 검정 결과, 한국과 중국 모두 가설은 채택되었다.

한국 대학생의 경우, 매우 유의한 차이(t=9.041***)가 있었으며, 중국 대학생 또한 통계적으로 매우 유의한 차이(t=7.075***)가 있었다.

H₄의 “대학생활만족이 삶의 만족에 영향을 미칠 것이다” 통계적 가설 검정 결과, 한국과 중국 모두 가설은 채택되었다. 한국 대학생의 경우, 통계적으로 유의한 차이가(t=2.888**) 있었다. 중국 대학생의 경우 매우 유의한 차이(t=6.182***)가 있었다.

H₅의 “자아존중감이 삶의 만족에 영향을 미칠 것이다”의 통계적 검정 결과, 한국과 중국 모두 기각 되었다.

한국은 통계적으로 유의한 차이(t=1.880)가 없었다. 중국도 통계적으로 유의한 차이(t=.200)가 없었다.

H₆의 “진로자기효능감이 삶의 만족에 영향을 미칠 것이다” 통계적 검정 결과, 한국은 가설이 기각되었으며, 중국은 채택되었다. 한국의 경우 통계적 검정 결과 통계적으로 유의한 차이가 없었다(t=-.003). 중국 대학생은 통계적으로 매우 유의한 차이(t=6.836***)가 있었다.

H₇의 “여가만족이 삶의 만족에 영향을 미칠 것이다” 통계적 검정 결과, 한국과 중국 모두 가설은 채택되었다. 한국 대학생은 통계적으로 유의한 차이(t=2.180**)가 있었으며, 중국 대학생은 통계 적으로 유의한 차이가 있었다(t=-2.839**).

본 연구는 여가동아리 활동에 참여하고 있는 한국과 중국 대학생들의 여가만족이 삶의 만족에 미치는 영향력을 비교 연구한 것이다. 따라서 학생들이 학교생활만족과 자아존중감에 어떠한 영향을 미치며, 대학생활에서 가장 중요하다고 할 수 있는 진로에 대해서는 어떠한 영향을 미치고 나아가서 삶의 만족에 영향을 미치는지에 대하여 비교 분석하였다.

한국과 중국의 여가동아리 활동 참여자들은 여가만족이 높으면 대학생활 만족에도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이려정(2013)은 대학 생들의 일상적 여가활동은 여가만족에 긍정적인 영향을 미치며 여가만족과 대학생활만족도간 영향관계 분석에서 부분적으로 여가만족이 대학생활만족도에 직접적인 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다고 보고하여 본 연구결과를 지지해 주고 있다. 김영훈(2007)의 청소년의 여가활동참여가 학교생활만족에 미치는 영향에 관한 연구에서도 여가만족과 학교생활만족 간에는 정(+)의 관계가 있는 것으로 나타났다고 보고하여 본 연구결과와도 일치함을 알 수 있다. 중국의 李 益(2005)는 전문학교생의 건전한 여가방법 육성에 관한 연구에서 여가만족이 학교의 만족에도 긍정적인 영향을 미친다 하여 본 연구결과를 뒷받침 해주고 있다. 대학 생이 여가활동을 가장 활발히 이루어지는 곳은 동아리 활동이라고 할 수 있다. 지상구(2013)의 스포츠동아리 활동에 따른 대학생의 자아탄력 성이 대학 생활 적응에 미치는 연구결과 또한 동아리 활동에 참여함으로서 대학 전반적인 생활인 대학생활만족에도 긍정적인 영향을 미친 다고 보고하여 본 연구결과를 지지해 주고 있다. 대학생활에서 동아리 활동에 참여하는 것은 대학 전체의 문화를 유지하고 발전시키며 대학의 소속감과 함께 대학생활의 전반의 생활에 만족감을 가져오리라 생각된다. 박영숙(2000)은 여가활동이란 대학생활에서 매우 중요한 부분을 차지할 뿐 아니라 대학 생할 만족 에도 커다란 영향을 미치는 것이라 하였다. 대학생들에게 적절한 여가활동은 대학생활만족을 가지고 오며 나아가서는 삶의 질에도 기여하리라고 본다.

한국과 중국의 대학생들은 여가만족이 높으면 자아존중감이 높게 나타났다. 대학생의 여가활동이 여가만족, 생활만족, 자아존중감에 미치는 영향에 관한 연구에서 여가만족은 자아존중감에 유의한 영향을 미쳤다(조수현, 장현종, 2011)고 보고하였다. 이 연구 결과는 본 연구결과와도 일치 한다. 대학생들이 동아리여가활동을 함으로써 여가만족감을 얻게 되면 자아존중 감이 높아진다는 것을 알 수 있었다. 청소년의 여가활동이 여가만족, 자아존중감, 삶의 질에 미치는 영향 의 연구(지명원, 조태영, 2012)에 서는 청소년들의 여가활동으로 여가만족감이 생성된다면 자아존중감이 유의한 영향을 미친 다고 보고하여 본 연구결과를 지지해 주고 있음을 알 수 있다. 박미현(2007)의 중년여성의 여가활동 유형에 따른 자아존중감, 여가만족 및 생활만족의 관계의 연구결과는 중년여성들이 여가활동에 참여 하여 여가만족감이 높아진 다면 자아존중감도 높아진다고 보고하여 본 연구결과를 지지해 주고 있다.

한국과 중국의 대학생들은 여가만족이 높으면 진로자기효능감도 높아졌다. 대학생의 시기에 가장 중요시 생각 하는 게 진로일 것이라 생각된다. 최근 들어 경제 위기가 상시화 되면서 대졸자들의 취업난이 심각해짐에 따라 과거 어느 시기보다 대학생들이 진로 결정에 어려움을 호소하고 있다. 대학생의 동아리 활동과 대학생활 적응 및 진로준비 행동과의 관계(윤영미, 2013)에서 동아리 활동은 청소년의 진로선택에 중요한 의미를 갖는다고 보고하면서 동아 리의 중요성을 강조하였다. 이처럼 다양한 동아리 활동 참여는 다양한 경험을 제공하고 탐색의 기회를 제공함으로써 진로를 준비하는 진로효능감과도 매우 밀접한 관계가 있다고 본다.

한국과 중국의 대학생들은 대학생활만족이 높으면 삶의 만족도 높게 나타났다. 김흥렬(2011)의 여가활동동기, 제약, 만족 및 대학생 활만족 비교연구 에서도 여가활동에 참가하는 대학생들이 대학생활에 보다 잘 적응하고 삶의 질을 향상시킴으로써 자아실현도 높일 수 있다고 한 연구결과 또한 본 연구결과를 지지해 주고 있음을 알 수 있다. 대학생활에서 동아리 활동에 참여하는 것은 대학 전체의 문화를 유지하고 발전시키며 대학의 소속감과 함께 대학 생활의 전반의 생활에 만족감을 가져오리라 생각된다. 따라서 대학생활의 만족감은 개개인의 삶의 질을 개선하고 또한 삶의 만족에도 영향을 미치고 있음을 본 연구결과로 알 수 있다.

한국과 중국의 대학생들은 자아존중감이 삶의 만족에 유의한 영향을 미치지 못하였다.

한편, 기존의 선행 연구(고영준, 서진교, 2009; 김사엽, 2012; 남기민, 2006)의 결과는 자아존중감이 삶의 질에 정(+)의 영향을 미친다고 보고하여 본 연구 결과와 상반된다. 본 연구결과 대학생들이 여가동아리 활동을 통하여 자아존중감이 삶의 만족에 영향력을 미치지 못했다. 조경애(2012)의 노인의 댄스스포츠 몰입 도에 따른 자아존중감, 생활만족 및 재구매 의도와의 관계의 연구 또한 댄스스포츠 참여자의 자아존중감이 생활만족에 유의한 영향을 미쳤다고 보고하여 본 연구결과와 상반된 연구 결과이다. 대학생들이 여가동아리활동을 통하여 여가만족이 자아존중감에 유의한 영향력을 보였으나 자아존중감은 삶의 만족에 유의한 영향을 미치지 못하였다.

한국의 대학생들은 진로자기효능감이 삶의 만족에 유의한 영향을 미치지 못하였으나, 중국의 대학생들은 진로자기효능감이 삶의 만족에 유의한 영향을 미쳤다. 전혜경, 윤미선(2010)의 대학생의 동아리 활동 특성에 따른 진로미결정 및 생활 만족도와의 차이의 연구에서 대학생들이 동아리 활동을 통해서 진로와 생활만족도에 대한 실질적인 도움을 줄 수 있다고 보고하여 중국대학생들이 진로자기효능감이 삶의 만족에 유의한 영향을 미치는 연구결과를 지지해 주고 있다. 대학생들의 동아리 참여는 긍정적인 사회가치를 강화시키는 잠재력과 평생에 걸쳐 사회참여의 시발점인 동시에 진로선택에도 큰 영양을 끼칠 수 있다고 보고 하였다(윤영미, 2013). 穆 曉(2009)는 대학 내의 건전한 캠퍼스 여가활동이 진로에 도움이 된다고 보고하였다.

한국과 중국 대학생들은 여가만족이 삶의 만족에 직접적인 영향을 미쳤다. 박혜옥(2013)의 요가 참가자의 재미거리와 여가만족 및 생활만족의 관계에서 요가참여자들의 여가만족은 생활만족에 영향을 미친다고 보고하여 본 연구와도 일치한다. 또한 이태인(2013)은 남성노인의 생활무용 참여가 여가만족 및 생활만족에 미치는 영향의 연구에서 여가만족과 생활만족 간에는 상관관계가 있다고 보고하여 본 연구결과를 뒷받침 해주고 있다. 盧元鎭(2000)는 대학생활 내에서 건전하고 적극적인 여가활동 필요하다고 하였다. 馬惠娣(2004)는 학생들이 적극적으로 건전한 여가기능과 이성적인 여가행위를 할 수 있도록 해야 하며, 나아가 건강하고 즐거운 캠퍼스 문화를 창조 구축하는데 적극적으로 역할을 해야 한다고 하였다. 중국의 경제 성장으로 여가문화는 빠르게 발전할 것이라 예상되며, 여가 연구도 더욱더 활발히 진행되리라 본다. 한국과 중국간의 지속적인 교류 속에서 무엇보다도 여가의 교류가 더욱더 활발해지리라 생각된다. 이에 따라 다양하고 적극적인 여가 연구가 필요하다고 사료된다. 또한 본 연구는 한국과 중국에서 각각 하나의 지역에서 한 대학씩에 국한된 연구 이므로 일반화 하기에는 다소 제한점이 있다. 이러한 문제점은 향후 후속 연구를 통하여 보완될 것으로 기대한다.

본 연구는 여가동아리활동에 참여하고 있는 한국과 중국 대학생의 여가만족과 대학생활만족, 자아존중감, 진로자기효능감, 삶의 만족의 영향력을 알아보기 위하여 구조방정식(SEM)을 통하여 분석하여 비교하였다.

첫째, 한국과 중국 대학생의 여가만족은 대학생활만족에 유의한 영향을 미쳤다.

둘째, 한국과 중국대학생의 여가만족은 자아 존중감에 유의한 영향을 미쳤다.

셋째, 한국과 중국 대학생의 여가만족은 진로자기효능감에 유의한 영향을 미쳤다.

넷째, 한국과 중국 대학생의 대학생활만족은 삶의 만족에 유의한 영향을 미쳤다.

다섯째, 한국과 중국대학생의 자아존중감은 삶의 만족에 유의한 영향을 미치지 않았다.

여섯째, 한국 대학생의 진로자기효능감은 삶의 만족에 유의한 영향을 미치지 않았으며, 중국 대학생의 경우 진로자기효능감이 삶의 만족에 유의한 영향을 미쳤다.

일곱째, 한국과 중국 대학생의 여가만족이 삶의 만족에 직접적으로 유의한 영향을 미쳤다.