생활수준의 향상과 주 5일 근무제의 도입으로 여가시간이 증대됨에 따라 삶의 질 향상의 수단으로서 건강과 관련된 여가활동에 참여하는 인구가 증가하고 있다. 또한 몸짱, 웰빙과 같은 사회적 열풍으로 건강에 대한 관심이 고조되면서 운동에 참여하는 여성들이 늘어나고 있으며, 특히 자유로운 표현을 통해 정서적 카타르시스와 에너지의 흐름을 자연스럽게 형성하는 리듬운동에 많은 참여가 이루어지고 있다(신혜숙, 2007). 이러한 리듬운동은 1980년대 에어로빅댄스를 비롯해 댄스스포츠, 재즈댄스, 라인댄스 등의 다양한 형태로 생활체육현장에서 적용되고 있으며, 그 중 라인댄스는 가장 최근에 보급된 운동으로서, 짧은 역사에도 불구하고 다양한 계층에서 각광을 받고 있는 종목이다.

라인댄스는 댄스스포츠와는 달리 커플이나 남자 파트너의 제약이 없고, 여럿이 함께 움직이지만 결국 혼자서 추는 자유로운 춤으로, 어려운 순서나 과격한 동작으로 인한 스트레스를 받지 않고 쉽게 동작을 따라할 수 있기 때문에 라인댄스를 선호한다고 한다(노은초, 2010). 이러한 라인댄스가 우리나라에 소개되기 시작한 것은 1994년 미국에서 개최된 세계 포크댄스 캠프에 한국 지도자들이 참석하면서 부터이며(이세중, 안병욱, 김민성, 여인성, 2010), 현재는 협회 창립, 워크샵, 국제교류를 통해 많은 지도자들이 배출되고, 교육기관, 공공기관, 문화센터, 스포츠센터, 복지관에서의 필수 강좌로 개설될 만큼 라인댄스의 보급이 활성화되고 있다.

라인댄스와 관련하여 마정순(2009)은 유산소성 운동효과가 높아 신체유연성과 균형성, 심폐기능 등을 향상시킨다고 하였으며, 임춘규(2010)는 폐경 후기 여성이 라인댄스에 참여한 결과로 체지방률 감소, 근력, 근지구력, 유연성, 심폐지구력이 향상됨을 보고하였다. 또한 라인댄스는 보행패턴과 체중분포 능력을 개선시켜 낙상위험을 감소시키는 효과가 있으며(신호수, 2010), 사이클을 타는 것보다 지방연소율이 높아 유산소성 운동으로서의 효과도 입증된 바 있다(류세나, 2010). 이러한 선행연구들은 짧은 시간에 빠르게 확산되고 있는 라인댄스의 파급효과를 생리학적 측면에서 운동으로서 효과를 증명한 결과라 할 수 있겠다. 더욱이 생리학적 측면뿐만 아니라 심리적, 정신적 측면에서 라인댄스가 운동에 효과가 있음을 뒷받침해주는 연구가 보고되고 있다. 이세중, 안병욱, 김민선, 여인성(2010)은 라인댄스가 기혼여성들에게 삶의 의미를 찾을 수 있는 기회를 제공하고, 노은초(2010)는 중년여성들의 라인댄스 참여 경험은 인간 상호간의 교류 수단으로서 작용하며, 삶 속에서 벗이 되는 체험이라고 설명하고 있다. 또한 성취목표지향성이 라인댄스 참여자들의 운동정서와 열정에 긍정적인 영향을 미치며(마정순, 2010), 중년여성의 주관적 웰빙향상에 기여한다(문행자, 2010)는 연구결과도 있다. 이처럼 여러 선행연구를 통해 라인댄스가 여성들의 삶에 중요한 요소로 작용하고, 여가활동으로서 부각되고 있음을 알 수 있으며, 하나의 여가현상으로서 이해할 필요가 있음을 시사해준다.

여가활동의 질을 향상시키는 것은 인지적 자유, 내적－외적 동기, 목표성향, 일과의 관계 등에 의해서 결정되며(문성태, 2005), 그 중 참여 동기는 운동을 포함한 모든 신체활동 참여를 결정짓는 가장 기초적인 영역으로, 여가활동의 가치와 지속성을 향상시키는 매개체로서의 역할을 한다(한광걸, 손영학, 2005).

동기와 관련하여 Vallerand와 Rousseau(2000)는 내적동기와 외적동기의 위계모형에서 동기를 설명하기 위해서는 재미와 만족을 위해 활동하는 내적동기, 활동자체가 아닌 외적보상을 얻기 위해 참가하는 외적동기 그리고 내적이나 외적인 동기가 없는 상태인 무동기 개념을 모두 다루어야한다고 하였다. 또한 내적동기가 유발된 참여자 일수록 결과나 수행에 대한 만족도가 높게 나타나며Csikszentmihalyi,1975; Iso- Ahola,1980), 여가만족에도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(장진우, 손원일, 2004; 김광중, 천윤석, 2009). 더욱이 생활체육 참여동기의 기대 일치와 기대 불일치는 여가만족에 긍정적인 영향을 미치기 때문에 생횔체육을 지속적으로 향유하거나 아니면 중도포기하고 다른 유형의 여가활동으로 전이하게 된다고 한다(한광걸, 손영학, 2005). 이 같은 선행연구를 통해 여가참여의 결과를 이해하는 데 참여동기가 선행변수로 작용하는 것을 알 수 있으며, 이와 관련하여 여가활동 참여의 결과로서 여가만족에 대한 연구도 함께 이루어지고 있음을 알 수 있다.

여가만족은 여가활동의 선택과 참여의 결과로서 개인이 형성하거나 획득하는 긍정적 감정 즉, 여가에 대한 주관적인 만족정도를 의미한다(Beard & Ragheb, 1980). 여가만족은 여가활동의 선택 및 참여 그리고 그 활동의 지속과 흥미를 결정하는 중요한 요소로서 만족스러운 여가활동을 가능하게 한다(남인수, 남경완, 김종철, 2009). 김양례(2000), 이영민(2005), 최청락(2007), 송홍락(2009), 남인수, 남경완, 김종철(2009)의 연구를 통해 참여동기와 여가만족간에 상호 유의한 관련성이 있으며, 참여동기가 여가만족에 영향을 미치는 요인임을 알 수 있다. 이러한 변인과 관련하여 라인댄스에 관한 연구는 전무하지만, 유사한 종목으로 댄스스포츠, 에어로빅댄스, 생활무용에 관한 연구가 있다. 먼저 댄스스포츠와 관련하여 정대일(2007)은 참가동기와 여가만족에는 정적인 상관관계가 있다고 하였고, 김재현(2009)과 박래영, 김백윤(2009)은 참여동기가 여가만족에 긍정적인 영향을 미치며, 이희숙(2010)은 참여동기가 여가만족에 부분적으로 영향을 미치는 요인이라고 제시하였다. 또한 에어로빅댄스 참여자들을 대상으로 한 권효정(2010)의 연구와 생활무용 참여자들을 대상으로 한 안선희(2005), 안영아(2010)의 연구를 통해서도 참여동기와 여가만족도간의 정적인 상관관계가 있음을 알 수 있다.

이외에도 여윤기, 김용구, 김지수(2008)와 남인수(2009)는 여가만족에 영향을 주는 또 다른 요인으로 운동정서를 제시하였는데, 스포츠 참여를 통해 형성된 긍정적인 정서는 여가만족을 충족케 하는 요인으로 설명하고 있다.

운동정서에 대한 개념은 매우 포괄적이어서 다양하게 정의되지만 일반적으로 운동을 통해 경험하는 즐거움이나 행복, 불안이나 실망 등과 같은 인간의 감정상태를 의미한다. 운동을 통해 느끼는 즐거움은 운동회피나 중도탈락과 밀접한 관계를 갖는 중요한 요인이기 때문에 운동참여과정에서 경험하게 되는 정서상태는 운동 참여행동의 메커니즘에 있어서 매우 중요한 요인이 된다(여윤기, 김용규, 김지수, 2008). 규칙적인 운동이나 일시적인 신체활동은 스트레스를 감소시키고, 부정적 정서를 감소시키는 데 효과적이며(유진, 김종오, 2002), 운동을 통하여 즐거움, 재미, 흥미 등과 같은 긍정적 정서를 체험하기 때문에 정서상태는 운동지속을 증진시키는 역할을 하게 되는 것이다(임현묵, 허진영, 2009).

이같은 선행연구를 통하여 여가활동을 지속적으로 참여하는 데 관여하는 심리적 변인에 대한 연구가 활발하게 이루어지고 있음을 알 수 있다. 그러나 라인댄스를 지속하는 이유와 흥미를 결정하는 요소가 무엇인지에 대한 연구는 미비한 실정이다. 따라서 라인댄스가 우리나라에 빠르게 확산되고 있는 현 시점에서 일시적 여가현상이 아닌 지속성을 갖는 대중적 여가문화로 정착하기 위해서는 라인댄스 참여자들의 참여동기와 여가활동으로서의 만족, 운동정서에 미치는 영향이 무엇인지 규명할 필요가 있다고 본다.

이에 본 연구는 라인댄스 참여자들의 참여동기가 여가만족 및 운동정서에 미치는 영향을 검증하여 중년여성들의 여가활동 연구를 위한 기초자료를 제공하는 데 목적이 있다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 성인여성의 라인댄스 참여동기가 여가만족에 미치는 영향은 어떠한가?

둘째, 성인여성의 라인댄스 참여동기가 운동정서에 미치는 영향은 어떠한가?

셋째, 성인여성의 라인댄스 여가만족이 운동정서에 미치는 영향은 어떠한가?

본 연구의 대상은 2010년 서울, 경기, 강원지역에서 라인댄스에 참여하고 있는 성인여성을 모집단으로 설정하고 비확률 표본추출법(non-probability sampling), 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 표본을 추출하였다. 총 400부의 설문자료를 배포하여 380부를 수거하였으며, 무 기입, 이중기입 등 신뢰성이 떨어진다고 판단되는 설문지 21부를 제외하고 총 359부를 실제분석에 사용하였다. 설문조사는 사전에 설문지에 관하여 교육을 받은 보조 연구원과 본 연구자가 함께 참여하여 자기평가기입법(self-administrationmethod)으로 조사를 실시하였다. 연구대상자들의 일반적인 특성에 대한 세부사항은 <표 1>에서 보는 바와 같다.

성인여성의 라인댄스 참여동기가 여가만족 및 운동정서에 미치는 영향을 검증하기 위하여 조사도구로 설문지를 사용하였으며 모든 설문지의 문항은 5점 리커트 척도로 항목별 점수는 ‘매우 그렇다’ 5점에서 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점의 척도로 구성되어 있다. 조사도구의 구체적인 구성 지표는 <표 2>와 같다.

참여동기의 척도는 Vallerand 등(1992)의 SMS-28(sport motivation scale)과 Wessinger, Bandalos(1995)의 LIM(leisure intrinsic motivation)을 기초로 하여 정용각(1997)이 한국어로 번안하여 표준화시킨 설문지로 김영진(2007)이 사용한 질문지를 본 연구에 맞게 수정, 보완하여 사용하였다. 여가만족도의 척도는 Beard & Ragheb(1980), Ragheb & Griffith(1982)에 의해 개발되고 이종길(1992)이 번안하고 김영훈(2007)연구에서 24개 문항으로 축소하여 사용한 설문지를 본 연구에 맞게 수정, 보완하여 사용하였다. 운동정서 척도는 유진과 김종오(2002)가 신체활동에 참가하면서 느끼는 기분 및 정서 상태를 측정하기 위하여 개발한 한국형 운동정서 설문지를 사용하였다.

본 연구에서 사용한 척도에 대한 타당성 검증을 위하여 측정변수를 축소하여 주며, 불필요한 항목을 제거하고, 항목들의 특성을 파악하여 타당성을 평가할 수 있는 분석방법으로 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis : EFA)을 실시하였다. 탐색적 요인분석 진행시 지정한 세부 기법은 주성분 분석(principle components analysis)을 사용하였으며 추출된 요인들의 서로 독립성을 유지하도록 회전시키는 직각회전(orthogonal rotation)방식 중 베리맥스회전(varimax rotation)방식을 이용하였다. 또한 추출된 요인의 고유치(eigenvalue)는 1.0 이상인 요인만을 추출하였으며 요인적재량이 0.5이상인 문항만을 추출하였다. 또한 동일한 집단으로 분리된 요인들의 신뢰성 검증을 위하여 Cronbach's α계수를 산출하였다. 측정도구의 신뢰성을 인정받을 수 있는 기준은 Nunnally(1978)의 주장과 같이 Cronbach's α값 .70 이상이면 적합한 수준으로 판단하였다. 최종적인 탐색적 요인분석 및 신뢰도는 <표 3>, <표 4>, <표 5>에서 보는 바와 같다.

1) 참여동기

<표 3>에서 보는 바와 같이 요인분석의 적합성을 검정하는 지수인 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)값은 .880으로 나타나 변수의 선정이 적절하였음을 나타내고 있으며, Bartlett의 구형성검정결과 x²=6489.988(df=561, p=.000)로 나타나 요인분석을 하기에 적합한 것으로 나타났다. 또한 참여동기의 요인분석 결과 총 3개의 요인으로 추출되었으며 요인적재량 기준치에 부합하는 8개 문항이 삭제되었다. 참여동기 하위변인에 대한 신뢰도는 Cronbach's α 계수가 .752와 .904의 범위로 비교적 신뢰도가 높은 것으로 나타났다.

2) 여가만족

<표 4>에서 보는 바와 같이 요인분석의 적합성을 검정하는 지수인 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)값은 .888로 나타나 변수의 선정이 적절하였음을 나타내고 있으며, Bartlett의 구형성 검정결과 x²=4734.481(df=171, p=.000)로 나타나 요인분석을 하기에 적합한 것으로 나타났다. 여가만족 요인분석 결과 총 4개의 요인으로 추출되었으며, 심리적 만족요인과 교육적 만족요인이 하나의 요인으로 추출되어 본 연구에서 심리적, 교육적 만족요인으로 명명화 하였다. 또한 요인적재량 기준치에 부합하는 문항 및 2개 이상의 요인에서 요인적재치가 높게 나타난 5개의 문항이 삭제되었다. 여가만족 하위변인에 대한 신뢰도는 Cronbach's α 계수가 .846과 .903의 범위로 비교적 신뢰도가 높은 것으로 나타났다.

3) 운동정서

<표 5>에서 보는 바와 같이 요인분석의 적합성을 검정하는 지수인 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)값은 .927로 나타나 변수의 선정이 적절하였음을 나타내고 있으며, Bartlett의 구형성 검정결과 x²=8521.990(df=276, p=.000)로 나타나 요인분석을 하기에 적합한 것으로 나타났다. 또한 운동정서 탐색적 요인분석 결과 총 5개의 요인으로 추출되었으며 모든 문항이 요인적재량에 적합하게 도출되었다. 운동정서 하위변인에 대한 신뢰도는 Cronbach's α 계수가 .900과 .935의 범위로 신뢰도가 높은 것으로 나타났다.

이 연구의 자료수집의 방법에 의하여 회수된 설문지의 응답결과는 우선 신뢰성이 떨어진다고 판단되는 자료는 분석에서 제외시킨 후, 유효 표본만을 입력(coding)하고, SPSS Windows ver 18.0 프로그램을 이용하여 분석하였으며, 구체적인 분석 방법은 다음과 같다. 첫째, 연구대상자의 일반적 특성 파악을 위하여 빈도분석(Frequency analysis)을 실시하였다. 둘째, 측정도구의 구성타당도 검증을 위하여 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis : EFA)을 실시하였다. 또한 동일한 집단으로 분리된 요인들의 신뢰성 검증을 위하여 Cronbach's α 계수를 산출하였다. 셋째, 참여동기가 여가만족 및 운동정서에 미치는 영향을 규명하기위해 상관관계분석(Correlation Analysis)과 다중회귀분석(Multiple Regression)을 실시하였다.

참여동기, 여가만족, 운동정서의 상관관계 결과는 <표 6>과 같다.

<표 6>에서 제시한 바와 같이 참여동기, 여가만족 운동정서 하위요인 모두에서 변수들 간의 관련성을 분석하기위한 상관관계 분석결과 참여동기의 하위요인중 외적동기와 내적동기는 여가만족 및 운동정서의 하위요인 모두와 유의한 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 참여동기의 하위요인 중 무동기 요인은 여가만족의 하위요인인 사회적 만족 요인과, 운동정서의 하위요인인 긍지, 활력요인과의 상관관계는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 여가만족의 하위요인 모두와 운동정서의 하위요인 모두에서 유의한 상관관계가 있는 것으로 나타났다.

<표 7>은 참여 동기가 여가만족에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과를 나타낸것이다. 참여동기의 하위요인이 여가만족의 하위요인인 심리, 교육적 만족에 미치는 영향을 분석한 결과, 외적동기(β=.523, P<.001)와 내적동기요인(β=.259, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 49%(R²=.490)로 나타났다. 사회적 만족에 미치는 영향은 외적동기요인(β=.493, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 무동기요인(β= -.130, P<.01)은 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 설명력은 전체변량 중 30%(R²=.300)로 나타났다. 휴식적 만족에는 외적동기(β=.197, P<.01), 내적동기(β=.309, P<.001), 무동기(β=.134, P<.01) 모든 요인에서 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 23%(R²=.230)로 나타났다. 환경적 만족에 미치는 영향은 외적동기요인(β=.395, P<.001)에서 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 15.2%(R²=.152)로 나타났다.

<표 8>은 참여동기가 운동정서에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과를 나타낸 것이다. 참여동기의 하위요인이 운동정서의 하위요인인 재미에 미치는 영향을 분석한 결과 외적동기(β=.292), P<.001)와 내적동기요인(β=.284, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 무동기요인(β=-.201, P<.001)이 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 설명력은 전체변량 중 28.1%(R²=.281)로 나타났다. 긍지에 미치는 영향은 외적동기요인(β=.543, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 35.3%(R²=.353)으로 나타났다. 활력에 미치는 영향은 외적동기요인(β=.613, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 무동기요인(β=-.123, P<.01)에서 부(-)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 설명력은 전체변량 중 34%(R²=34.0)로 나타났다. 정화에 미치는 영향은 외적동기(β=.276, P<.001)와 내적동기요인(β=.238, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량중 21.7%(R²=.217)로 나타났다. 성취에 미치는 영향에서는 외적동기요인(β=.409, P<.001)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 21.1%(R²=.211)로 나타났다.

<표 9>는 여가만족이 운동정서에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과를 나타낸 것이다.

여가만족의 하위요인이 운동정서의 하위요인인 재미에 미치는 영향을 분석한 결과 심리,교육적 만족(β=.387, P<.001), 사회적 만족(β=.158, P<.01), 휴식적 만족요인(β=.139, P<.05)이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 38.3%(R²=.383)로 나타났다. 긍지에 미치는 영향은 심리, 교육적 만족(β=.516, P<.001), 사회적 만족(β=.166, P<.001), 환경적 만족요인(β=.113, P<.05)이 정(+)적인 영향을 미치는것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 49.1%(R²=.491)로 나타났다. 활력에 미치는 영향은 심리, 교육적 만족(β=.460, P<.001), 사회적 만족(β=.137, P<.01), 환경적 만족요인(β=.114, P<.05)이 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 43%(R²=.430)로 나타났다. 정화에 미치는 영향은 모든 요인에서 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며 심리, 교육적 만족(β=.285, P<.001), 휴식적 만족(β=.497, P<.001), 환경적 만족요인(β=.104, P<.05)이 정(+)적인 영향을, 사회적 만족요인(β=-.093, P<.05)이 부(-)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 설정된 회귀모형의 설명력은 전체변량 중 50.6%(R²=.506)로 나타났다. 성취에 미치는 영향은 심리, 교육적 만족요인(β=.558, P<.001)에서만이 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 설명력은 전체변량 중 37.5%(R²=.375)로 나타났다.

본 연구는 라인댄스 참여자의 참여동기가 여가만족 및 운동정서에 미치는 영향을 규명함으로써 라인댄스의 대중적 여가문화 정착을 위한 성인여성들의 여가활동 연구에 기초자료를 제공하고자 시도되었다. 연구의 결과를 토대로 다음과 같이 논의하고자 한다.

첫째, 라인댄스 참여자의 참여동기가 여가만족에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과 참여동기는 여가만족에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이것은 참여 유형에 다소 차이는 있지만 참여동기가 여가만족에 영향이 있음을 보고한 남인수, 남경완, 김종철(2009), 김양례(2000), 석부길, 조광민, 김수현(2009), 박현욱, 서세훈, 강승애(2010)의 연구를 뒷받침해주고 있다.

구체적으로 살펴보면 심리, 교육적 만족과 휴식적 만족은 외적동기와 내적동기가 높을수록 증대되었고, 사회적 만족과 환경적 만족은 외적동기가 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 신체건강, 휴식, 사회교류 등의 외적인 보상을 위하여 참여하는 외적동기와 재미와 흥미를 위해 자발적으로 참여하는 내적동기가 즐거움을 유발하고 스트레스를 감소시켜 전반적으로 여가만족에 긍정적인 영향을 미친 것으로 해석할 수 있다. 이와 관련하여 정현욱(2003)과 정대일(2007)은 댄스스포츠 참여자들의 참여동기가 여가만족의 모든 하위요소에 높은 상관관계가 있음을 보고하여 본 연구의 결과를 간접적으로 지지하고 있다. 또한 댄스스포츠 참여자의 참여동기 중 사교, 외적과시 등의 외적동기가 높을수록 사회적 만족에 긍정적인 영향을 미치며, 즐거움과 성취감, 기술발달 등의 내적동기가 높을수록 교육적 만족과 정서적 만족에 유의한 영향을 미친다고 보고한 이숙희(2010)의 연구와 생활무용 참여자들의 성취감 동기가 심리적 만족에 영향을 미치고, 사회적 만족에는 친애적 동기가 영향을 미친다고 보고한 안영아(2010)의 연구와 같은 맥락임을 알 수 있다. 또한 무동기 요인은 휴식적 만족에 정적인 영향을 미치며, 사회적 만족에는 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이같은 결과는 승마참여자들의 무동기가 여가만족도에 부적인 영향을 미친다는 유준호(2008)의 연구와 생활체육 참가자들의 무동기는 여가만족에 영향을 미치지 않는다고 보고한 김옥태, 정용승, 채재성(1999)의 연구와 상반된 결과이다. 이는 내적, 외적인 보상을 기대할 수 없는 무동기가 높을수록 참여자들간의 사회적 교류와 상호작용이 원만히 이루어지지 않는 것으로 해석할 수 있다. 따라서 무동기 요인을 내적, 외적인 동기로 전환하여 라인댄스에 참여한다면 사회적 교류의 수단으로서 활용도가 높을 것으로 생각된다.

둘째, 라인댄스 참여자의 참여동기가 운동정서에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과 참여동기는 운동정서에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 내적동기와 외적동기는 운동정서의 하위요인인 재미, 긍지, 활력, 정화, 성취요인에 부분적으로 영향을 미치는 것으로 나타나 신체활동을 통해 긍정적인 운동정서를 경험한 것으로 판단된다. 이러한 결과는 스포츠 참여자가 비참여자에 비해 긍정적인 정서가 높고, 스포츠 종목 중 댄스스포츠 참여자가 재미정서에 유의한 차이가 있음을 보고한 조문식(2009)의 연구와 요가수련에 몰입할수록 재미, 긍지, 활력 등의 긍정적인 정서를 경험하며, 이러한 긍정적인 정서는 참여지속동기와 밀접한 관련이 있음을 보고한 박소연(2010)의 연구와 부분적으로 일치함을 알 수 있다. 또한 무동기가 높을수록 재미와 활력요인은 감소하는 것으로 나타났다. 이는 요인에 대한 관련성은 다소 낮지만 라인댄스 참여자들의 성취목표지향성이 운동정서에 긍정적인 영향을 미치며, 그 중에서도 재미에 큰 영향이 있음을 보고한 마정순(2010)의 연구와 레저스포츠 참여자들의 성취목표지향성이 높을수록 운동정서가 높아진다고 제시한 오현옥(2009)의 연구를 부분적으로 지지해주고 있다. 즉, 어떠한 기대와 보상, 아무런 목표 없이 참여했을 때 재미를 느끼지 못하며, 재미가 없으면 활력이 떨어지는 것은 당연한 일 일 것이다. 이러한 재미요인은 운동지속을 결정짓는데 영향력을 미치는 요인(서희진, 2003)이기 때문에 무동기 요인을 외적동기나 내적동기로 전환시켜 라인댄스 참여자들의 재미와 활력을 높여 긍정적인 운동정서를 경험하도록 해야 할 것이다.

셋째, 라인댄스 참여자의 여가만족이 운동정서에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과 여가만족은 운동정서에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 심리,교육적 만족은 운동정서의 모든 하위요인에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 심리,교육적인 여가만족이 높은 참여자일수록 긍정적인 운동정서가 형성됨을 의미한다. 이는 라인댄스가 조울증, 우울증 등의 정신질환을 예방하고 삶의 의욕이나 자신감을 극대화시킨다는 김영환, 이철원, 전용관, 윤미정, 김지영(2008)의 연구와 같은 맥락으로 해석할 수 있다.

또한 여가만족의 환경적 만족은 운동정서의 긍지, 활력, 정화요인에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이것은 라인댄스를 실시하는 장소와 시설에 대한만족이 높을수록 운동정서에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 판단된다.

여가만족의 휴식적 만족이 높을수록 운동정서의 재미요인과 정화요인이 증대되는데 이는 라인댄스를 통해서 스트레스가 해소되어 시원하고 통쾌한 마음으로 정화됨을 의미한다. 반면 여가만족의 하위요인 중 사회적 만족은 운동정서의 재미, 긍지, 활력요인에 정적 영향을 미치며, 정화요인에는 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이것은 라인댄스 참여자들간의 사회적 교류가 증가할수록 통쾌함과 화끈함을 느낄 수 있는 운동정서가 감소되는 것을 의미한다. 라인댄스는 줄을 맞추어 같은 동작을 반복하면서 방향을 전환해가는 형식으로 구성되어 있다. 이러한 방향 전환을 특징으로 하는 라인댄스는 참여자들의 앞, 뒤, 좌, 우에 위치한 주변 사람들과 쉽게 친해질 수 있게 해주며, 주변과의 긍정적인 사회적 의식과 새로운 관계를 형성(문행자, 2010)하게 한다. 또한 사회적 관계는 춤을 추는 과정에서 더욱 돈독하게 형성되며, 이러한 사회적 관계를 유지하기 위하여 참여자들은 같은 동작을 틀리지 않도록 긴장하며 춤을 추기 때문에 오히려 춤을 통해 정화되는 감정은 덜 느낄 수 있을 것으로 추측해 본다.

여가만족과 운동정서와 관련된 선행연구는 매우 미비하기 때문에 여가만족이 운동정서에 긍정적인 영향이 있음을 뒷받침해 줄 만한 근거자료가 부족하다. 그러므로 여가만족과 운동정서에 대한 폭넓은 접근과 체계적인 후속 연구의 필요성이 요구된다.

이상의 연구 결과를 종합해 볼 때, 라인댄스 참여자들의 여가만족과 긍정적인 운동정서를 향상시키기 위해서는 참여동기에 대한 중요성이 확립되어야 하며, 라인댄스가 대중적 여가문화로 자리 잡기 위해서는 라인댄스에 대한 올바른 인식과 학문적인 연구가 끊임없이 이루어져야 할 것이다.

본 연구는 라인댄스 참여자들을 대상으로 참여동기가 여가만족 및 운동정서에 미치는 영향을 파악하여 라인댄스를 지속하는 이유와 흥미를 결정하는 요소가 무엇인지 이해하고, 대중적 여가활동으로 정착할 수 있도록 하는 데 목적이 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위해 서울, 경기, 강원지역에서 라인댄스에 참여하고 있는 성인여성을 대상으로 비확률 표본추출법과 편의표본추출법을 이용하여 총 359부가 실제분석에 사용되었다. 자료처리는 SPSS Windows ver 18.0 프로그램을 이용하여 빈도분석, 탐색적 요인분석, 상관관계분석, 다중회귀분석을 실시하였으며, 다음과 같은 결론을 도출하였다.

첫째, 라인댄스 참여자의 참여동기는 여가만족에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 그 중 참여동기의 하위변인인 무동기요인은 여가만족의 사회적 만족요인에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

둘째, 라인댄스 참여자의 참여동기는 운동정서에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 그 중 참여동기의 하위요인인 무동기요인은 운동정서의 재미와 활력요인에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

셋째, 라인댄스 참여자의 여가만족은 운동정서에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 여가만족의 하위요인인 사회적 만족은 운동정서의 정화요인에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.