과도한 입시경쟁과 치열한 취업난, 그리고 대학 캠퍼스의 국제화 교육활성화속에서 성인기를 목전에 둔 대학생들은 사회로의 진출을 위한 준비과정에서 겪는 여러 가지 스트레스에 노출되어 있을 뿐 아니라 학업, 문화, 취업준비 등의 모든 면에서 경험하는 전반적인 대학생활은 졸업 후 사회활동과도 관련되므로 사회적 측면에서도 간과할 수 없는 문제가 되고 있다.

과거에는 여가활동에 대해 은퇴기간에 추구하는 활동으로 생각되어졌으나 현재는 교육 및 노동과 여가가 하나로 융합된 결합체로서 모든 생활주기에 중요한 영향을 미칠 수 있는 활동으로 인식되고 있다.

여가활동은 삶의 질적 향상, 자아실현, 행복추구, 건강 증진의 역할 뿐만 아니라 인간의 최고 욕구인 자아실현을 이룰 수 있는 원동력이라고 하였고(김재운, 2012; 박장근, 이순환, 이용호, 임란희, 2008; Netz, Wu, Becker, Tenenbaum, 2005), Ridick과 Daniel(1984)은 스포츠의 활동으로 사회, 심리적 건강 향상은 물론 정신건강에도 도움을 준다고 주장하였다.

대학생 시기는 미성년에서 성년으로 넘어가는 과도기로서 사회인이 되는 준비과정의 발달상 핵심 위치에 있으므로 한 사람의 인생에 있어 중요한 시점이다. 이러한 시점의 대학생활은 가정생활, 여가생활, 학교생활 등의 전반적인 삶을 구성하는 중요한 시기임을 간과할 수 없다. 대학생활에서 겪게 되는 경험이나 배움은 졸업 후 사회생활에 영향을 미치게 된다. 따라서 대학생들의 대학생활과 관련하여 여가활동 참여 동기는 어떠한지, 이는 대학생활에 어느 정도 만족하고 있는지를 살펴보는 연구가 필요하다고 생각된다.

김호순(2005)과 원미옥(2004)의 연구에 따르면 대학생들은 가장 활발하게 자발적으로 여가활동에 참여할 수 있는 계층으로서 건전하고 효과적인 여가활동 경험과 그를 위한 여가의 교육적 가치가 매우높은 집단이라고 하였다. 그러므로 대학시기의 여가선용은 중요하다고 할 수 있다. 오늘날 현대인들의 삶의 방식 변화와 삶에 대한 인식변화로 여가는 남는 시간이 아닌 피로회복과 스트레스를 해소하는 생활의 수단으로 여가태도를 변화시켰다. 즉, 여가에 대한 태도가 긍정적일수록 정기적으로 그 활동에 참여할 가능성이 높아 여가활동 참여 여부를 결정하는 중요한 요인으로 인식되어 왔다(원형중, 하지연, 1996; Godin, Shephard, 1986; Manfredo, Yuan, 1992).

전형상(2007)은 대학생들의 여가태도가 높을수록 만족도와 몰입도는 높아진다고 주장하였고, 조병준(2012)은 여가태도는 인간의 생활 전반에 영향을 미칠 수 있으며, 일상생활에서 자유로운 시간에 그 자체를 향유하는 즐거운 활동에 참여하는 것은 여가만족과 직무만족에 영향을 미친다고 하였다. 이러한 선행연구들은 여가활동 참여에 대한 인식을 높이고 신체기능과 심리적 안정을 도모하는데 중요한 요소로 작용하고 있다.

대학은 대학생문화가 공존하는 국가발전을 위한 특수한 집단으로 학문, 사상, 전문기술을 창조하는 동시에 학생들이 보다 바람직한 대학생활을 추구하여 고급인력으로 성장하게 하는 밑거름이 되는 장으로서 국가발전에 이바지하는 고등교육기관이다. 따라서 대학생들에게 대학 생활은 단순히 학문과 지식을 겸비하기 위한 것이 아니라 전반적인 생활이 이루어지는 곳이라 해도 과언이 아니다. 그러나 현재 우리나라의 대학생들은 좁은 취업문을 통과하기 위한 전제조건을 갖추기 위해 대학생활에 비교적 만족하지 못하고 있는 실정이다. 대학생의 대학생활만족도는 국가경쟁력을 높이는데 관련되는 요소(한국교육개발원, 2004)이며, Ryan과 Deci(2000)는 대학생들의 중도탈락을 방지하고 성공적인 학교생활 적응, 소속대학에 대한 선호도와도 관련이 있으며, 학교생활에 만족하는 학생들은 졸업 후의 삶을 살아가는데 적응을 잘하고 상대적으로 높은 성취도를 나타낸다고 하였다.

대학에서의 적절한 여가시간의 활용과 여가에 긍정적이고 능동적으로 참여하는 태도는 학교생활의 만족은 물론 개인의 자아실현과 자기 개발, 가치관 형성, 그리고 신체적 건강 증진에 매우 중요한 역할을 한다. 그러므로 대학생의 건전하고 유익한 여가활동 참여와 여가 교육의 가치를 부여하기 위한 체계적인 연구가 필요하다고 할 수 있다.

국내대학생을 대상으로 한 여가활동 동기에 대한 연구(홍진원, 박상규, 전태준 2009; 황선환, 2010)와 일반인을 대상으로 한 여가태도(고욱재, 2007; 김지수, 2003; 전매희, 2008; 전태준, 2008)에 대한 연구, 그리고 대학생활만족에 대한 연구(서재복, 김주호, 2010; 김나영, 2011; 박미정, 함영림, 오두남, 2012)는 많이 수행 되었지만, 여가활동유형에 따른 참여 동기가 여가태도 및 대학생활만족의 관계를 보여주는 연구가 필요한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 대학생들의 여가활동 참여 유형을 조사하여 스포츠 활동 참여 학생 집단과 비스포츠 여가활동 참여 학생 집단의 여가활동 참여 동기와 여가태도 및 대학생활만족의 영향력을 실증적으로 분석하여 대학생들이 건전하고 바람직한 여가활동과 여가에 대한 올바른 인식 제고, 그리고 여가활동에 참여함으로서 대학생활에 만족을 추구하고, 삶의 질을 향상시키기 위한 방안을 수립하는데 도움이 되고자 한다.

이를 위해 본 연구는 기존연구의 한계와 여가에 대한 전반적인 이해와 필요성에 부응하기 위해 대학생들의 여가동기, 여가태도와 대학생활만족의 관계를 규명하고자 한다.

본 연구는 대학생들을 대상으로 여가동기, 여가태도, 대학생활만족의 실증적인 관계 분석을 통해 대학생의 여가활동 참여 동기를 높이고 올바른 여가태도 확립과 대학생활만족도를 높이기 위한 기초자료를 제공하는데 목적이 있다. 이러한 연구목적을 달성하기 위해 본 연구에서는 다음과 같이 연구문제를 설정하였다.

첫째, 대학생의 인구통계학적특성(성, 학년, 전공, 여가활동유형)에 따라 여가태도와 대학생활만족에는 차이가 있을 것이다.

둘째, 스포츠 활동 참여 대학생의 여가 동기는 여가태도와 대학생활만족에 영향을 미칠 것이다.

셋째, 비스포츠 활동 참여 대학생의 여가 동기는 여가태도와 대학생활만족에 영향을 미칠 것이다.

본 연구를 위한 조사대상은 경기도 소재 4년제 대학 학생을 모집단으로 한정하였다. 표본단위는 교양수업을 수강하고 있는 남녀 학생으로 설정하였다. 표본추출방법은 비확률 표본추출방법 중 편의표집방법을 활용하였다. 구체적으로 경기지역에 소재한 4년제 6개 대학교를 모집단으로 선정한 뒤, 교양 수업 담당교수님께 양해를 구한 후 수업 후의 학생들에게 총 475부의 설문지를 배포하여 작성하게 한 후 회수하였다. 표집 된 475명 중 답변이 불성실하거나 미 기입, 이중 기입한 자료 55부를 제외한 총 420부(88.4%)를 유효 표본으로 본 연구의 분석 자료로 사용하였다.

연구대상자들의 인구통계학적 특성은 다음의 <표 1>과 같다.

본 연구의 목적을 달성하기 위한 조사도구는 설문지이다. 설문지의 구성은 외재변인으로서 인구통계학적 특성 4문항(성, 학년, 전공, 여가활동유형)을 선정하였다. 독립변수로서 여가동기를 묻는 17문항, 그리고 종속변수로 여가태도를 묻는 20문항과 대학생활만족을 묻는 20문항을 선정하여 총 61문항으로 구성하였다.

여가활동유형은 일본여가개발센터(여가활동 실태조사)의 4분류(스포츠 활동 부문, 취미·창작 활동 부문, 오락 활동 부문, 관광·행락 활동 부문)를 적용하였다. 연구대상자의 475명 중 관광·행락활동 부문은 단 6명에 불과하여 관광·행락활동은 제외시켰다.

여가 동기 요인의 측정은 Beard와 Ragheb(1980)이 최초로 개발한 설문문항을 기초로 하여 Vallerand 등(1992)의 SMS-28(sports motivation scale)과 황선환(2010), 홍신표(2010), 정희재(2011)의 연구에서 사용된 척도를 수정·보완하여 사용하였다. 본 연구의 척도는 3개의 세부항목별 하위요인으로 첫째, 내적 변인으로 여가활동의 재미, 몰입, 지식, 신념 등에 대한 내적 개념(6문항)으로 구성하였고 둘째, 외적변인으로 여가활동으로 인한 체력증진, 기술, 경험 등의 외적 개념(7문항)으로 구성하였으며 셋째, 이유 없이 습관적이거나 주변의 권유 등의 무동기 개념(4문항)으로 구성되었다. 총 17문항을 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

다음으로 여가태도의 측정은 Ragheb & Beard(1982)가 개발하고 김경태(1996)가 한국실정에 맞게 번안하여 원미옥(2004)과 강병일(2010) 등의 연구에서 검증된 여가태도척도(Leisure Attitude Scale)를 수정·보완하여 사용하였다. Ragheb와 Beard(1982)는 심리학적 측면의 태도의 3가지 구성요소(지식요소, 감정요소, 성향요소)를 여가태도에 접목하는 것은 적절하다고 하였다. 따라서 본 연구에서는 인지적 변인으로 지식, 신념, 특성 등으로 구성(9문항)하였고 둘째, 정서적 변인으로 감정, 느낌, 선호 등으로 구성(6문항)하였으며 셋째, 행동적 변인으로 성향, 경험, 의도된 행동 등(5문항) 여가태도를 3개의 하위요인으로 구성하였다. 총 20문항을 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

마지막으로 대학생활만족은 김덕진(2002), 서재복, 김주호(2010)의 연구에서 검증된 설문지를 본 연구에 맞게 수정, 보완하여 사용하였다. 대학생활만족의 하위변인은 첫째, 대학만족 변인으로 대학환경에 대한 여가활동 장려, 타인과의 관계 등으로 구성(7문항)하였고 둘째, 자기개발 변인으로 친목활동, 기술습득, 친화력 등으로 구성(6문항)하였으며 셋째, 가치관 변인으로 대학활동의 가치, 자신감, 지적인 도전 등으로 구성(7문항)하였다. 총 20문항을 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

본 연구에서 사용된 여가동기, 여가태도, 대학생활만족에 대한 타당도를 검증하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석은 주성분분석에 의해 요인을 추출하였으며, 요인회전은 직각회전방식인 베리맥스(VariMax)방식을 이용하였다. 공통요인 추출방법은 Kline(2010)의 제안에 따라 고유치 1.0 이상을 기준으로 요인적재 값을 .40 이상을 기준으로 하여 문항을 선택하였고, 척도에 대한 요인 적재치가 타 요인에 중복 수렴되어 Cronbach's α계수를 떨어뜨리는 문항은 제거하였다. 분산비율의 기준은 도출된 요인들이 일정한 수준의 분산량을 설명하고 있음을 보증하기 위하여 그러한 요인들의 유의성을 확보하는데 있으나 모든 경우에 절대적 기준이 있는 것은 아니다. 자연과학과는 달리 사회과학에서는 정보가 정확하지 않을 경우가 흔히 있기 때문에 총 분산의 60%(경우에 따라서는 그보다 적을 경우도 있다)를 설명하고 있는 것만으로도 만족할만한 수준의 해결책으로 간주할 경우가 적지 않다(여운성, 2006)는 것을 참고로 하였다.

여가동기의 요인분석결과는 <표 2>와 같다.

여가동기는 최종 3개의 하위요인으로 추출되었으며, 적재 값이 낮은 3개 문항을 제외하고, 여가동기 요인의 인자에 높은 부하량을 보인 14개 문항을 사용하였다. 9번문항의 경우, 인지적 태도요인과 정서적 태도요인에서 근소한 차이가 나타났으나 전문가집단의 의견을 참고로 정서적 태도요인의 문항으로 선택하여 사용하였다. 여가동기의 전체 분산 설명력은 약 52.8%로 나타났고, 여가동기에 대한 고유 값은 내적동기 4.35, 외적동기 3.08, 무동기 1.54로 고유 값이 1.0 이상인 인자추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났다. 또한, 여가동기의 신뢰도는 일반적으로 요구되는 Cronbach's α의 값이 .60이상인 .759-.836으로 나타나 조사도구의 신뢰성을 확보한 것으로 나타났다.

여가태도의 요인분석결과는 <표 3>과 같다.

여가태도는 최종 3개의 하위요인으로 추출되었으며, 적재 값이 낮은 7개 문항을 제외하고, 여가태도 요인의 인자에 높은 부하량을 보인 13개 문항을 사용하였다. 여가태도의 전체 분산 설명력은 57.4%로 나타났고, 여가태도에 대한 고유 값은 인지적 태도 4.98, 정서적 태도 1.46, 행동적 태도 1.02로 고유 값이 1.0 이상인 인자추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났다. 또한, 여가태도의 신뢰도는 Cronbach's α의 값이 .657-.828로 나타나 조사도구의 신뢰성을 확보한 것으로 나타났다. 대학생활만족의 요인분석결과는 <표 4>와과 같다. 대학생활만족은 최종 3개의 하위요인으로 추출되었으며, 적재 값이 낮은 7개 문항을 제외하고, 대학생활만족 요인의 인자에 높은 부하량을 보인 13개 문항을 사용하였다. 대학생활만족의 전체 분산 설명력은 49.4%로 나타났고, 대학생활만족에 대한 고유 값은 대학만족 5.24, 자기개발 2.88, 가치관 1.75로 고유 값이 1.0 이상인 인자추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났다. 또한, 대학생활만족의 신뢰도는 Cronbach's α의 값이 .638-.752로 나타나 조사도구의 신뢰성을 확보한 것으로 나타났다.

본 연구의 분석을 위해 유효화 된 420명의 자료를 대학생의 여가동기, 여가태도 및 대학생활만족의 관계검증의 연구목적에 맞도록 코드화하여 개별입력한 후 SPSS 18.0 통계프로그램을 이용하여 분석하였다.

구체적인 자료 분석을 위하여 사용된 통계기법은 대상자의 일반적 특성을 알아보기 위해 빈도분석을 하였고, 측정도구의 타당도와 신뢰도를 검증하기 위하여 탐색적 요인분석과 신뢰도 계수(Cronbach's α)를 이용하여 분석하였다. 인구통계학적 특성으로 분류된 집단 간 여가태도와 대학생활만족의 차이 검증은 t-검증과 일원변량분석으로 자료 처리하였고, 개별집단간의 비교를 위하여 Scheffe의 다중범위검증을 옵션으로 분석하였다. 또한 대학생의 여가동기가 여가태도와 대학생활만족에 미치는 영향을 규명하기 위하여 상관관계분석과 다중회귀분석의 방법을 이용하여 자료를 분석하였다.

위의 연구문제를 규명하기 위한 실증적 검증방법으로 t-검증, 분산분석과 Scheffe의 다중비교검증을 옵션으로 하여 분석하였다.

<표 5>는 대학생의 성에 따른 여가태도와 대학생활만족의 분석결과이다.

대학생의 성에 따라 인지적 태도와 행동적 태도는 통계적으로 유의한 차가 나타나지 않았으나 정서적 태도는 유의한 차(p<.01)가 나타났다. 평균으로 보면 여가태도 모든 하위변인에서 여자가 남자보다 조금 높게 나타났다. 또한, 대학생의 성에 따라 대학만족 변인은 유의한 차(p<.01)가 나타났고, 자기개발 변인과 가치관에서는 통계적으로 유의한 차가 나타나지 않았다. 평균으로 보면 대학생활만족 하위변인 대학만족 변인에서만 남자가 여자보다 조금 높게 나타났다.

<표 6>은 대학생의 학년에 따른 여가태도와 대학생활만족의 분석결과이다.

대학생의 학년에 따라 여가태도 모든 하위변인에 통계적으로 유의한 차이(p<.01)가 나타났다. 다중비교결과 인지적 태도 변인은 1학년 집단(M=3.62)과 2학년 집단(M=3.99), 3학년 집단(M=3.98), 4학년 집단(M=4.13)사이에는 유의한 차이가 나타났지만 그 외의 2학년, 3학년, 4학년 집단 간에는 차이가 나타나지 않았다. 정서적 태도 변인에서는 1학년 집단(M=3.78)과 3학년 집단(M=4.06), 4학년 집단(M=4.12)사이에는 유의한 차가 나타났지만 2학년 집단(M=4.01)과는 차이가 나타나지 않았다. 또한, 2학년, 3학년, 4학년 집단 간에는 차이가 나타나지 않았다. 행동적 태도 변인에서도 1학년 집단(M=3.65)과 2학년 집단(M=3.91), 3학년 집단(M=3.96), 4학년 집단(M=3.88)사이에는 유의한 차이가 나타났지만 그 외의 2학년, 3학년, 4학년 집단 간에는 차이가 나타나지 않았다.

대학생의 학년에 따라 대학생활만족 모든 하위변인에 통계적으로 유의한 차이(p<.01)가 나타났다. 다중비교결과 대학만족 변인은 4학년 집단(M=3.43)과 1학년 집단(M=3.16), 2학년 집단(M=3.07)사이에는 유의한 차이가 나타났으나 3학년 집단(M=3.25)과는 차이가 나타나지 않았다. 또한 3학년 집단과 1학년, 2학년 집단과는 유의한 차가 나타나지 않았다. 자기개발 변인에서는 1학년 집단(M=3.53)과 3학년 집단(M=3.80), 4학년 집단(M=3.83)사이에는 유의한 차가 나타났지만 2학년 집단(M=3.67)과는 차이가 나타나지 않았다. 2학년 집단과 3학년, 4학년 집단과는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 가치관 변인에서도 1학년 집단(M=3.39)과 3학년 집단(M=3.65), 4학년 집단(M=3.79)과는 유의한 차이가 나타났고, 2학년 집단(M=3.76)과 4학년 집단 사이에도 유의한 차이가 나타났다.

<표 7>은 대학생의 전공에 따른 여가태도와 대학생활만족의 분석결과이다.

대학생의 전공에 따라 여가태도 모든 하위변인에서 통계적으로 유의한 차이(p<.01)가 나타났다. 다중비교결과 인지적 태도 변인에서 인문사회 집단(M=4.00)과 예술체육 집단(M=3.76)과는 유의한 차이가 나타났고, 예술체육 집단과 의료생명 집단(M=4.14)사이에도 유의한 차이가 나타났다. 자연과학 집단(M=3.91)과 이들 세 집단 간에는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 정서적 태도 변인에서도 인문사회 집단(M=4.19)과 예술체육 집단(M=3.77)과는 유의한 차이가 나타났고, 예술체육 집단과 의료생명 집단(M=4.25)사이에도 유의한 차이가 나타났다. 자연과학 집단(M=3.92)과 이들 세 집단 간에는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 또한, 행동적 태도 변인에서도 인문사회 집단(M=3.94)과 예술체육 집단(M=3.70)과는 유의한 차이가 나타났고, 예술체육 집단과 의료생명 집단(M=4.01)사이에도 유의한 차이가 나타났다. 자연과학 집단(M=3.88)과 이들 세 집단 간에는 유의한 차이가 나타나지 않았다.

대학생의 전공에 따라 대학생활만족 모든 하위변인에서 통계적으로 유의한 차이(p<.01)가 나타났다. 다중비교결과 대학만족 변인은 인문사회 집단(M=3.33)과 예술체육 집단(M=3.06)사이에 유의한 차이가 나타났고, 자연과학 집단(M=3.28)과 의료생명 집단(M=3.45)사이에도 유의한 차이가 나타났다. 자기개발 변인에서도 인문사회 집단(M=3.80)과 예술체육 집단(M=3.56)사이에 유의한 차이가 나타났고, 자연과학 집단(M=3.71)과 의료생명 집단(M=3.91)사이에 유의한 차이가 나타났다. 또한, 가치관 변인은 인문사회 집단(M=3.63)과 예술체육 집단(M=3.46)사이에 유의한 차이가 나타났고, 이외의 집단 간의 유의한 차이는 나타나지 않았다.

<표 8>은 대학생의 여가활동유형에 따른 여가태도와 대학생활만족의 분석결과이다.

대학생의 여가활동유형에 따라 여가태도 하위변인 인지적 태도 변인에서는 통계적으로 유의한 차이가 나타났다. 다중비교결과 스포츠 활동 집단(M=3.99)과 오락 활동 집단(M=3.76)사이에는 유의한 차이가 나타났으나 취미·교양 활동 집단(M=3.86)과 스포츠 활동 집단, 오락 활동 집단사이에는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 정서적 태도와 행동적 태도 변인에서는 유의한 차이(p<.05)가 나타나지 않았다. 대학생의 여가활동유형에 따라 대학생활만족 하위변인 대학만족과 가치관 변인에서는 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않았으나 자기개발 변인에서는 유의한 차(p<.05)가 나타났다. 다중비교결과 스포츠 활동 집단(M=3.78)과 오락 활동집단(M=3.60) 사이에는 유의한 차가 나타났으나, 스포츠 활동 집단, 오락활동 집단과 취미·교양 활동 집단(M=3.64)사이에는 유의한 차가 나타나지 않았다.

스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기, 여가태도, 대학생활만족의 Pearson의 적률상관계수를 통해 분석한 결과는 <표 9>와 같다.

스포츠 활동 참여자의 독립변인(내적동기, 외적동기, 무동기)과 종속변인 여가태도(인지적 태도, 정서적 태도, 행동적 태도)와 대학생활만족(대학만족, 자기개발, 가치관)과의 피어슨 상관계수가 통계적으로 유의한 상관관계가 있는 것으로 나타났으며 모든 변수의 상관계수가 기준치인 .80보다 낮으므로 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다.

1) 스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기가 여가태도에 미치는 영향

스포츠 활동 참여자의 여가동기가 여가태도에 미치는 영향을 검증하기 위한 회귀분석결과는 <표 10>과 같다.

스포츠 활동 참여자의 내적, 외적, 무동기 변인은 인지적 태도의 약 40.6%(R=.406)를 설명하고 있으며, 여가동기의 변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)와 외적동기(p<.05)가 인지적 태도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으나 무동기는 인지적 태도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

또한, 내적, 외적, 무동기 변인은 정서적 태도의 약 25%(R=.250)를 설명하고 있으며 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)와 외적동기(p<.05)는 정서적 태도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으나 무동기는 정서적 태도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 마지막으로 내적, 외적, 무동기 변인은 행동적 태도의 약 60.1%(R=.601)를 설명하고 있으며 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기와 외적동기(p<.01)가 행동적 태도에 영향을 미치는 것으로 나타났으나 무동기는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

2) 스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기가 대학생활만족에 미치는 영향

스포츠 활동 참여자의 여가동기가 대학생활만족에 미치는 영향을 검증하기 위한 회귀분석결과는 <표 11>과 같다.

스포츠 활동 참여자의 내적, 외적, 무동기 변인은 대학만족 변인의 약 29.7%(R=.297)를 설명하고 있으며, 여가동기의 변인들을 t값 기준으로 볼 때 외적동기와 무동기가 대학만족 변인에 통계적으로 유의한 영향(p<.01)을 미치는 것으로 나타났으나, 내적동기는 대학만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 내적, 외적, 무동기 변인은 자기개발 변인의 약 38. 6%(R=.386)를 설명하고 있으며 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기와 외적동기가 자기개발 변인에 통계적으로 유의한 영향(p<.01)을 미치는 것으로 나타났으나 무동기는 자기개발 변인에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 마지막으로 내적, 외적, 무동기 변인은 가치관 변인의 약 39.8%(R=.398)를 설명하고 있으며 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기와 무동기가 가치관 변인에 유의한 영향(p<.01)을 미치는 것으로 나타났으나 외적동기는 가치관 변인에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

비스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기, 여가태도, 대학생활만족의 Pearson의 적률상관계수를 통해 분석한 결과는 <표 12>와 같다.

비스포츠 활동 참여자의 독립변인(내적동기, 외적동기, 무동기)과 종속변인 여가태도(인지적 태도, 정서적 태도, 행동적 태도)와 대학생활만족(대학만족, 자기개발, 가치관)과의 피어슨 상관계수가 통계적으로 유의한 상관관계가 있는 것으로 나타났으며 모든 변수의 상관계수가 기준치인 .80보다 낮으므로 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다.

1) 비스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기가 여가태도에 미치는 영향

비스포츠 활동 참여자의 여가동기가 여가태도에 미치는 영향을 검증하기 위한 회귀분석결과는 <표 13>과 같다.

비스포츠 활동 참여자의 내적, 외적, 무동기 변인은 인지적 태도의 약 30.5%(R=.305)를 설명하고 있으며, 여가동기의 변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)와 외적동기, 무동기(p<.05)가 인지적 태도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 내적, 외적, 무동기 변인은 정서적 태도의 약 30.5%(R=.305)를 설명하고 있으며 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)와 외적동기(p<.05)는 정서적 태도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으나 무동기는 정서적 태도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 마지막으로 내적, 외적, 무동기 변인은 행동적 태도의 약 25.6%(R=.256)를 설명하고 있으며 여가동기의 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)가 행동적 태도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으나 외적동기와 무동기는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

2) 비스포츠 활동 참여 대학생의 여가동기가 대학생활만족에 미치는 영향

비스포츠 활동 참여자의 여가동기가 대학생활만족에 미치는 영향을 검증하기 위한 회귀분석결과는 <표 14>과 같다.

비스포츠 활동 참여자의 내적, 외적, 무동기 변인은 대학만족 변인의 약 6.1%(R=.061)를 설명하고 있으며, 여가동기 하위변인들을 t값 기준으로 볼 때 외적동기가 대학만족 변인에 유의한 영향(p<.05)을 미치는 것으로 나타났으나 내적동기와 무동기는 대학만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 내적, 외적, 무동기 변인은 자기개발 변인의 약 30.3%(R=.303)를 설명하고 있으며 여가동기의 변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기가 자기개발 변인에 유의한 영향(p<.01)을 미치는 것으로 나타났으나 외적동기와 무동기는 대학만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 마지막으로 내적, 외적, 무동기 변인은 가치관 변인의 약 31.8%(R=.318)를 설명하고 있으며 여가동기의 변인들을 t값 기준으로 볼 때 내적동기(p<.01)와 무동기(p<.05)가 가치관 변인에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으나 외적동기는 대학만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

대학생들의 여가생활은 대부분이 학교생활과 연관되어 있다. 대학생들은 일반인들과 다른 생활권, 즉 학교 교내의 동아리활동이나 교양수업참여 등 학교 내에서 행할 수밖에 없는 제한된 여가활동을 한다. 이문진, 김미량, 김동진(2006)은 바람직한 여가활동은 건전한 여가태도가 형성될 때 가능하다고 하였고, 김덕진과 양명환(2003)은 여가활동이 가장 활발히 이루어지는 대학 동아리활동은 대학문화형성의 중요한 기틀로서 교과과정의 여러 여가활동에 참가함으로써 취미와 창작소질을 개발하고 다양한 경험을 통해 다른 전공의 학생들과의 폭넓은 교류를 제공한다고 하였다. 따라서 대학생의 여가활동 참여 활성화를 위해 대학생 여가활동유형과 참여동기를 정확히 파악하고 욕구를 충족시켜 줄 수 있는 운영체계와 시설의 변화가 필요하다.

대학생의 성에 따른 여가태도의 차이에 대한 결과에서 정서적 태도에서만 유의한 차이가 나타났고, 신체적인 측면의 행동적 태도나 인지적 태도에서는 차이가 나타나지 않았다. 이 결과는 선행연구(손현호, 2010; 이경주, 강은영, 2010; 이혜경, 2008)와 부분적으로 일치한다. 대부분의 연구들에서는 여가태도 모든 하위변인 인지적, 정서적, 행동적 태도 변인에서 성별차이가 존재한다고 하였다. 대학생의 성에 따른 대학생활만족의 차이 검증에서는 대학만족 변인에서만 차이가 나타났고, 평균으로 보면 남학생이 여학생에 비해 조금 높게 나타났다. 자기개발과 가치관에서는 남녀 두 집단 간의 평균차이는 거의 없는 것으로 나타났다.

대학생의 학년에 따른 차이 검증에서는 여가태도 모든 하위변인과 대학생활만족의 하위변인 모두 1% 유의수준에서 유의한 차이가 나타났고, 1학년이 학교생활에 비교적 적응이 된 2학년, 3학년, 4학년보다 낮게 나타났다. 고학년들은 학교생활의 경험이 저학년보다 많기 때문에 여가활동을 접할 수 있는 기회가 많고, 여가를 효율적으로 관리하는 차원에서 여가태도와 대학생활만족이 높은 것으로 나타났다. 특히 고학년들은 교내에서 여가활동을 접할 정보수집이나 동료 간의 관계 등의 부분에서 신입생이나 저학년보다 학교생활에 자유롭기 때문에 여가태도의 인식이 높게 나타났다고 생각된다.

대학생의 전공에 따른 차이 검증에서는 여가태도 모든 하위변인과 대학생활만족의 하위변인 모두 1% 유의수준에서 유의한 차가 나타났다. 전형상(2001)은 대학생의 전공영역별 여가태도 연구에서 인문사회, 자연과학 전공자 집단이 정서적, 행동적 태도가 높게 나타나는 현상은 학문의 특성상 학교생활에서 인문사회나 자연과학 전공자들이 상대적으로 여가에 접할 기회가 적기 때문에 정서적, 행동적 태도가 높고, 일반적인 지식에 대한 신념, 여가의 가치, 감정표현 등을 포함하고 있는 심리적 측면의 인지적, 정서적, 행동적 태도가 높게 형성되어 있다고 하였다. 이는 본 연구와 부분적으로 일치하는 부분으로 스포츠 활동과 적극적인 여가활동에 참여하는 예술체육 전공자와 의료생명 전공자들은 도전과 경쟁을 하면서 신체적인 활동을 조금 더 선호하게 되는 것이라고 사료된다. 대학생활만족에서는 인문사회 전공자 집단과 의료생명 전공자 집단이 대학의 시스템과 행정, 동아리 활동 등에 대한 만족이 높으며, 여가활동을 통한 자기개발의 만족도 높게 나타났다. 가치관 부분에서는 예술체육 전공자 집단이 다른 전공자 집단보다 낮게 나타났다. 선행연구들(박혜숙, 2010; 이귀옥, 2007; 이숙정, 유지현, 2008)은 학습자의 성공적 경험은 학업적 효능감과 관련이 있기 때문에 학생들의 만족도를 높이기 위하여 물리적 환경뿐만 아니라 대학생활 적응에 관련된 동아리 활동, 인턴쉽, 여가활동 등을 권장하여 학교생활에 대한 전반적인 만족도를 높이도록 하는 방법도 필요하다고 주장한다. 일반적으로 대학생들의 성향을 보면 인문사회 전공자와 자연과학 전공자들은 예술체육이나 의료생명 전공자에 비해 상대적으로 여가활동에 접할 기회가 적기 때문에 소극적인 대학생활을 하는 경향이 있다. 따라서 소극적으로 대학생활을 하는 학생들을 위한 여가 프로그램과 시설에 대한 투자가 필요하다고 할 수 있다. 근래에는 시설에 대한 투자를 많이 하는 것이 학생 유치와 관련된다는 점을 고려할 때 학생들의 대학생활만족도를 높이기 위한 방안으로 여가시설에 대한 투자가 이루어져 학생들이 여가활동을 쉽게 접할 수 있도록 기회를 제공하는 것이 중요하다.

대학생의 여가활동유형에 따른 여가태도의 차이 검증에서는 여가태도 하위변인 인지적 태도에서만 유의한 차이가 나타났다. 대부분의 선행연구(강신욱, 2002; 고영태, 2006; 신연수, 2011; 이호건, 전병준, 2009)에서는 여가활동유형을 스포츠 활동과 여가태도, 생활만족도, 여가기능, 여가몰입 등과 같은 변인들과의 관계성을 검증하려 시도하였고, 그 결과로 스포츠 활동은 일상생활 속에서 즐거움과 흥미를 가져다주고, 삶의 질을 향상시키는 결과를 초래한다고 하였다. 즉 대학생의 여가태도는 자아실현이나 생활만족에 영향을 미치기 때문에 다양한 학습 및 활동 프로그램 개발 및 제공이 필요하다고 할 수 있다. 대학생의 여가활동유형에 따른 대학생활만족의 차이검증에서는 대학만족과 가치관 변인에서는 유의한 차이가 나타나지 않았으나 자기개발 변인에서는 유의한 차가 나타났다. 다중비교결과 스포츠 활동 집단이 오락 활동 집단보다 자기개발 변인이 높게 나타났다. 임성호, 문한식(2008)과 임진선, 이철원(2011)은 교양 스키수업 참여 자체가 신체적, 사회적 뿐만 아니라 정서적인 면에서도 긍정적으로 작용한다고 하였고, Alexandris, Kouthouris, Girgolas(2007)는 정서적인 면이 증가 될수록 능동적이고 활동적인 여가생활을 즐길 수 있다는 근거를 제시하였고, 남학생들은 여가활동으로 스포츠 활동을 선호하기도 하지만 여학생의 경우 소극적 여가활동(예, 취미·교양활동, 오락활동)에 접근이 쉽다. 여학생들은 신체적인 활동에 대한 부담감을 벗어나고자 소극적인 여가활동의 노출을 좀 더 친근해하고 이러한 활동을 통해 생활만족과 자기개발을 도모하려고 한다. 대학생 시기에 있어 여가활동이 가지는 중요한 의미와 건강을 생각해 보면, 대학생들에게 여가활동은 여가태도와 대학생활만족도를 높이는 원동력이라 할 수 있다. 대학생들이 활발하고 자발적으로 여가활동에 참여할 수 있도록 교양수업이나 수업외의 다양한 여가프로그램 제공과 여가선용의 중요성에 심도 있게 접근하여야 할 것이다.

스포츠 활동 참여자의 여가동기 하위변인 무동기를 제외한 모든 하위변인은 여가태도 모든 하위변인(인지적, 정서적, 행동적 태도)과 대학생활만족 모든 하위변인(대학만족, 자기개발, 가치관)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여가사회가 생활만족에 유의한 영향을 미친다(하혜석, 2010)는 선행연구와 대학생의 여가활동과 대학생활만족도의 관계에 대한 선행연구(강경빈, 2006; 김나영, 2010; 김지현, 2007; 김홍록, 이광욱, 2009; Mark, Roger, 2005)에 의하면, 여가활동은 대학생활에 매우 중요한 부분을 차지할 뿐만 아니라 개인의 대학생활만족에도 커다란 영향을 미친다는 측면에서 본 연구와 부분적으로 일치한다. 특히 본 연구에서 검증된 결과로 스포츠 활동 참여자들에게 무동기는 여가 태도에 영향을 미치지 않은 것으로 나타난 것과 스포츠 활동 참여자의 여가동기가 여가태도와 대학생활만족에 유의한 영향을 미치는 관계규명은 매우 의미 있다고 할 수 있다. 따라서 스포츠 활동 참여 대학생의 스포츠에 대한 여가동기는 여가태도를 높이고, 학교생활에 대한 전반적인 만족도를 높이는데 크게 기여한다. 따라서 주로 학교에서 생활하는 학생들에게 다양한 측면의 여가 스포츠 활동에 직접적이고 적극적인 참여를 유도하기 위해 교내 체육시설에 대한 투자와 스포츠 동아리 창설, 교양체육 수업의 확대 등으로 건전하고 효율적인 여가생활 관리를 위한 토대를 마련하기 위한 노력이 필요한 시점이다.

비스포츠 활동 참여자의 여가동기 하위변인 내적동기는 여가태도 모든 변인(인지적, 정서적, 행동적 태도)과 대학생활만족 모든 하위변인(대학만족, 자기개발, 가치관)에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 여가동기 하위변인 외적동기와 무동기 변인은 대부분 여가태도와 대학생활만족에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

대학생 시기는 여가생활의 관리가 무엇보다도 중요한 연령층이며(이남미, 이근모, 2010), 우리 사회에서 가장 효과적으로 여가를 교육할 수 있는 기관이 대학(노갑택, 박장근, 임란희, 2007)라는 것을 선행연구에서 주장하는 것과 같이 대학생에게 여가생활은 매우 중요하다. 또한, 대학생의 여가활동 동기, 여가만족은 대학생활만족에 유의한 영향을 미친다는 선행연구 결과(김덕진, 2002; 김흥렬, 2011; 이려정, 2010)는 본 연구와 맥을 같이 한다. 대학생들이 참여하고 있는 여가활동은 대부분 수동적인 활동으로 능동적이고 건전한 여가활동에 참여보다는 향락적이거나 퇴폐적인 활동으로 시간을 보내는 경우가 적지 않다고 한다(이종영, 남승구, 2001; 이은하, 박창범, 박대권, 2005). 특히 비스포츠 여가활동과 같은 소극적인 여가활동을 하거나 여가활동을 하지 않는 대학생은 대체적으로 외적인 측면보다 내적인 측면에 더 많은 관심을 가지는 것으로 보인다. 따라서 비스포츠 활동에 참가하는 대학생들에게 주어진 여가가 보다 창의적이고 긍정적으로 선용되어 교양이나 학업능률 향상은 물론 대인관계를 원만하게 형성할 수 있는 계기가 될 수 있도록 학교측의 정책적인 노력이 중요하다. 또한, 대학생들의 여가동기를 더욱더 강화하여 취업 스트레스 해소, 정신적·육체적·사회적 휴식, 그리고 자기표현의 기회를 마련하는 건전하고 바람직한 여가교육프로그램을 개설하여 여가환경을 제공하는 배려가 필요하다.

본 연구는 대학생의 인구통계학적 특성에 따른 여가태도와 대학생활만족의 차이를 검증하고, 스포츠 활동 참여자와 비스포츠 활동 참여자의 여가참여 동기와 여가태도 및 대학생활만족의 관계를 확인하고 여가활동 참여를 활성화시킬 수 있는 과학적 근거를 분석한 결과 다음과 같은 결론을 얻었다.

첫째, 대학생의 인구통계학적 특성(성, 학년, 전공, 여가유형)에 따른 여가태도와 대학생활만족은 통계적으로 유의한 차이가 부분적으로 나타났다.

둘째, 스포츠 활동 참여자의 여가동기는 무동기를 제외하고 내적, 외적동기 변인에서 여가태도와 대학생활만족에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

셋째, 비스포츠 활동 참여자의 여가동기 하위변인 외적동기와 무동기 변인에서 대부분 여가태도와 대학생활만족에 영향을 미치지 않았고, 내적동기에서만 여가태도와 대학생활만족에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이상의 결과로 보아 스포츠 참여대학생의 내적동기와 외적동기가 여가태도와 대학생활만족에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었으므로 대학생들에게 있어서 건강증진과 대학생활만족을 위해 여가동기유발의 중요성은 본 연구를 통해 확인되었다. 또한, 비스포츠 참여 대학생은 내적동기만이 여가태도와 대학생활만족에 영향을 미치는 것으로 나타난 것을 토대도 외적동기를 유발할 수 있는 다양한 여가프로그램이 요구되는 관점에서 본 연구에 의미를 가진다. 즉, 여가활동의 긍정적인 변화를 모색하기 위한 다양한 여가활동 프로그램을 개발할 필요성이 있으며, 대학생들에게 대학생활만족도를 높이기 위한 정책으로 여가참여 동기부여는 필수적이다. 대학생들의 여가참여 동기는 그들의 올바른 여가태도를 인식하게 하고, 여가활동에 적극적으로 참여하게 함으로서 대학생활만족과 삶의 질 향상에 도움을 줄 수 있을 것이다.