현대사회의 과학기술 발달은 우리들에게 무한경쟁을 요구함과 동시에 물질적인 풍요와 삶의 여유로움을 가져다주었다. 이에 현대인은 자신의 자아실현과 보다 나은 삶을 위하여 여가활동에 관심을 갖고 참여하고 있다.

여가활동은 삶의 질적 향상, 행복추구, 건강유지 및 증진에 효과적으로 부응하는 역할을 담당(최창호, 박영숙, 2003)하고 있으며, 여가활동 중에서 스포츠 활동은 개인의 건강을 유지하면서 즐거움, 만족감, 정신건강, 스트레스 해소 등에 긍정적인 효과를 주고 있다.

여가활동은 아동기 시절부터 일상생활 속에서 자연스럽게 접해야 됨에도 불구하고 현실적인 여건은 그렇지 못한 실정이다. 특히, 대학입시라는 관문을 통과하는데 치중되어온 교육환경은 대학입학 후 갑자기 증대된 여가시간을 어떻게 활용해야 효율적인지를 인지하지 못하는 경우가 비일비재하다.

대학은 인간이 사회에 진출하기 전의 다양한 지식과 전문적인 학문을 연구 개발 할 수 있는 유일한 전당이자 학문의 완결판이라 할 수 있으며(이승준, 김승재, 2010), 특히, 교양체육관련 교과목들은 신체활동을 통하여 건강 증진과 함께 즐거움과 활력을 주며, 사회성과 도덕성을 배양시킴과 동시에 지속적인 여가 스포츠 활동으로 이어질 수 있는 기초를 다지는 중요한 역할을 한다(국지수, 2005; 김판규, 양종훈, 2008).

현재 대학에서 개설되는 교양체육 교과목은 급변하는 현대사회의 환경적인 변화와 더불어 구기 및 투기종목일변도에서 요가, 건강 체조, 댄스 스포츠, 스쿼시, 해양스포츠, 스키, 골프 등으로 구성하여 학생들에게 다양한 교육을 제공하고 있다(최웅재, 박성재, 2004).

사람들이 모든 활동에 참여할 때는 동기라는 요소를 가지고 있다. 즉, 참여동기는 활동을 실행하게 만드는 원동력이 되며, 자신의 판단 하에 활동의 지속 유무를 결정하게 된다. 특히, 교양체육의 다변화는 학생들이 자신의 취향에 맞는 스포츠 종목에 참여할 수 있는 선택과 동기를 부여하고 있다.

선행연구에 의하면 참여동기는 내적동기와 외적동기로 구분할 수 있으며, 세부적으로 내적동기는 기술발달/기술성취와 즐거움/흥미 요인으로, 외적동기는 사교, 외적과시, 체력/건강 요인으로 구분되어 제시되고 있다(권병선, 강익원, 2010; 최성범, 박승환, 2010; 이승준 등, 2010; 고대선, 강익원, 2009; 이종철, 이상섭, 정병근, 2008).

내적동기는 스포츠 참가 및 체육수업에서 느끼는 즐거움, 도전, 재미, 욕구를 위해 개인의 내적 욕구와 자기결정으로 인하하여 어떤 일에 자발적으로 참여하는 것을 의미하며(Csikszentmihalyi, 1975; Deci, Ryan, 1985), 외적동기는 인간의 사회화 현상에서 요구되는 가치 및 태도와 같은 행동으로 활동 자체 추구를 위한 것이 아니고 결과의 수단으로서 참여하는 다양한 인간행동을 말한다(Deci, 1975). 즉, 체육활동에서의 내적동기는 여가장면과 내적보상을 제공하고 운동참여의 지속을 높이며, 외적동기는 타인으로부터 관심을 받거나 칭찬을 받기 위하여 운동에 참여하는 동기로서 사회의 영향에 의해 운동을 수행하는 과정이라 할 수 있다(권태원, 최영철, 2010).

교양체육에 참여한 대학생들의 동기와 관련하여, 참여동기는 수업만족과 대인관계형성에 긍정적인 영향(권병선 등, 2010; 고대선 등, 2009; 조은영, 김수현, 2008; 정지은, 2008)을 미치며, 수업만족은 운동지속의사(이승준 등, 2010)와도 관계가 있다고 하였다.

또한 다양한 스포츠 종목(볼링, 라인댄스, 스키, 수영, 댄스 스포츠, 골프, 테니스) 및 유형(여가, 레져)에서의 참여동기는 여가만족과 관련성이 있다는 연구결과가 보고되었다(권석준, 김영갑, 최병학, 2011; 김보람, 최윤정, 황향희, 2011; 이광수, 김관진, 2010; 윤필규, 남인수, 2010; 곽한병, 진은희, 2010; 박래영, 김백윤, 2009; 신승엽, 2009; 김장환, 최환석, 엄대영, 정진영, 2007). 그리고 운동지속의도와도 상관성이 있다(최성범, 박승환, 2010; 박현욱, 서세훈, 강승애, 2010; 권태원 등, 2010).

여가만족은 개인의 자발적인 참여에 의한 여가활동의 선택과 결과로서 개인이 형성하거나 획득하는 긍정적인 인식 또는 감정으로 정의된다(Beard & Raghed, 1980). 운동지속의도는 개인의 운동에 대한 집착 또는 지속을 의미(Dishman, 1994)하며, 여가 스포츠 활동의 지속이라고도 한다(김영재, 2001).

이와 같이 참여동기에 따른 여가만족과 운동지속의도와의 관계를 규명하기 위하여 선행연구들이 많이 수행되었지만 각 변인 간의 상관관계 및 회귀분석을 통한 영향성을 분석하는데 중점(권석준 등, 2011; 김보람 등, 2011; 권병선 등, 2010; 이승준 등, 2010; 윤필규 등, 2010; 김장환 등, 2007)을 두었으며, 각 변수들의 관계 를 근거로 연구의 모형을 제시하고 그에 따른 가설을 검증하는 연구가 부족한 실정이다. 특히, 급변하는 대학생들의 욕구에 의하여 개설되는 교양 여가 스포츠 교과목과 연계하여 참여동기에 따른 여가만족 및 여가지속의도를 세부적으로 규명하고자 하는 연구는 극히 미약하다.

따라서 교양체육으로 개설된 다양한 교과목 가운데 여가 스포츠 관련 교과목들을 어떠한 동기에 의하여 대학생들이 참여하였는지를 파악하고, 그 참여동기가 여가만족과는 어떠한 관계가 있으며, 또한 일상생활 속에서 지속적인 여가활동으로 연결될 수 있는지의 구조적 관계를 규명할 필요성이 있다.

본 연구의 목적은 대학생들이 보다 나은 삶을 영위하기 위한 수단으로서의 교양체육 역할을 부각시키고 바람직한 여가 스포츠 문화를 생활화할 수 있는 기초자료를 제공하는데 있다.

이에 본 연구는 대학의 교양체육 교과목 중 여가 스포츠 교과목을 중심으로 대학생의 참여동기를 분석하고 여가만족 및 여가지속의도와의 인과관계를 구조방정식 모형을 통해 규명하고자 한다. 따라서 다음과 같은 연구문제를 제시한다.

첫째, 참여동기(내적동기, 외적동기)와 여가만족과의 관계, 둘째, 참여동기(내적동기, 외적동기)와 여가지속의도와의 관계, 셋째, 여가만족과 여가지속의도와의 관계를 규명한다.

본 연구의 목적을 달성하기 위한 각 변수간의 구체적인 연구가설은 다음과 같다.

가설 1. 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 2. 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 3. 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다.

가설 4. 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다.

가설 5. 교양 체육 참여 대학생의 여가만족은 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다.

이와 같은 연구의 가설을 확인하기 위한 이론적 가정 및 선행연구를 기초로 <그림 1>과 같은 연구모형을 설정하였다.

본 연구의 대상은 서울 및 경기지역 6개 대학교에서 2011학년도 1학기 교양 체육 교과목 가운데 여가 스포츠 종목을 수강 신청한 대학생을 모집단으로 선정한 후 비확률 표본추출법 중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 사용하여 각 80부씩 총 480부의 설문지를 배포하였다. 그 중 일부 내용이 누락되거나 답변이 불성실하다고 판단되는 28명의 설문지를 제외한 452명의 설문지를 분석하였다. 연구대상자의 인구통계학적 특징은 <표 1>과 같다.

1) 탐색적 요인분석과 신뢰도 검증

각 설문지에 대한 타당성 검증을 위하여 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis)을 통해 Bartlett의 단위행렬과 KMO의 표본적합도를 알아보았으며, 직교회전 방식(varimax)을 통하여 각 요인별 적재치가 .50 이상인 문항들을 추출하였다.

(1) 참여동기

참여동기를 분석하기 위하여 사용한 설문지는 Vallerand & Bissonnett(1992)의 SMS-28(sport motivation scale)과 Wessinger & Bandalos(1995)의 LIM (leisure intrinsic motivation)을 기초로 정용각(1997)이 수정 개발한 척도를 본 연구에 맞게 수정, 보완하여 사용하였다. 참여동기 설문지는 다섯 개의 하위요인에 바탕을 두고 각 4문항씩 총 20개 문항의 Likert 형식의 5점 척도로 구성되어있으며, 내적동기(즐거움, 기술발달)와 외적동기(사고, 건강, 외적과시)로 각각 이루어졌다.

참여동기의 타당성 검증은 <표 2>에서 제시된 바와 같이 고유치가 1.0 이상인 5개의 요인이 추출되었고, 추출된 요인 가운데 요인적재치( .40 기준)가 중복된 문항 1개를 제외하였다.

설문지의 설명력은 79.178%이며, 신뢰수준은 즐거움이 .872, 기술발달이 .886, 사교가 .884, 건강이 .907, 외적과시가 .928로 나타났다. 또한 Bartlett의 단위행렬은 6938.546(df=171, p< .001)이며, KMO의 표본적합도는 .891로 나타나 요인분석을 위한 변인의 선정이 적절한 것으로 나타났다.

(2) 여가만족

여가만족을 분석하기 위하여 사용한 설문지는 Oliver & Westbrook(1991)의 연구를 토대로 이상호(2007)가 사용한 문항을 수정, 보완하여 사용하였다. 여가만족 설문지는 단일차원성 5문항의 Likert 형식의 5점 척도로 구성되어있다.

여가만족의 타당성 검증은 <표 3>에서 제시된 바와 같이 고유치가 1.0 이상인 1개의 요인이 추출되었고 요인적재치가 .50 이하인 문항 1개를 제외하였다. 설문지의 설명력은 59.982%이며, 신뢰수준(Cronbach’s α)은 .773으로 나타났다. 또한 Bartlett의 단위행렬은 471.301(df=6, p< .001)이며, KMO의 표본적합도는 .777로 나타났다.

(3) 여가지속의도

여가지속의도를 분석하기 위하여 사용한 설문지는 서희진(2003)과 이동준(2006)의 연구에서 사용된 스포츠 참가의도를 묻는 문항을 토대로 수정, 보완하여 사용하였다. 여가지속의도 설문지는 단일차원성 3문항이며, Likert 형식의 5점 척도로 구성되어있다.

여가지속의도의 타당성 검증은 <표 4>에서 제시된 바와 같이 고유치가 1.0 이상인 1개의 요인이 추출되었으며, 요인적재치가 .50이하인 문항은 없었다. 설문지의 설명력은 89.775%이며, 신뢰수준(Cronbach’s α)은 .942로 나타났다. 또한 Bartlett의 단위행렬은 1388.793(df=3, p< .001)이며, KMO의 표본적합도는 .736으로 나타났다.

2) 확인적 요인분석

확인적 요인분석은 연구자의 지식에 근거하여 내재된 요인 차원 및 가설을 확인하는 수단으로 사용되는 경우를 말한다(고대선 등, 2009 재인용). 일반적으로 연구모형의 적합도 기준은 RMR(≤.05~.08), GFI(≥.90), NFI(≥.90), CFI(≥.90), RMSEA(≤.08)일 경우 적합한 모델로서 평가된다(김계수, 2004).

<표 5>에 의하면, 참여동기에 대한 구조모형의 적합도의 경우 Chi-square는 3218.705(df= 169, p= .000)이며, RMR은 .057, GFI는 .924, NFI는 .917, CFI는 .889, RMSEA는 .073으로 나타났다.

본 연구의 설문조사는 1학기 종강 시점인 2011년 5월 30일부터 6월 17일까지 실시하였다. 본 연구자와 일정 교육을 받은 보조연구원 1명이 선정된 대학교의 강의 장소에 직접 방문하여 담당 교수의 양해를 얻은 후 설문조사가 이루어 졌다. 설문조사에 앞서 연구의 취지 및 목적을 설명함으로서 학생들이 설문조사에 적극적으로 응답할 수 있는 동기를 부여하였다. 설문지는 자기평가기입법(self-administration method)을 통하여 작성하도록 한 후 회수하였다.

수집된 자료 중 일부 내용이 누락되거나 답변이 불성실하다고 판단되는 설문지는 분석에서 제외하고 통계패키지 SPSS 19.0과 AMOS 19.0을 이용하여 처리하였다. 구체적으로 SPSS 19.0을 통해 빈도분석, 탐색적 요인분석, 신뢰도 검증, 상관관계 분석을 실시하였다. 또한 AMOS 19.0을 통해 전체 연구모형의 적합도를 측정하였으며, 구조방정식의 모형분석(structure model analysis)을 통하여 연구가설을 검증하였다.

<표 6>에 의하면 각 요인들 간에는 모두 p<.01 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)적인 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 세부적으로 내적동기는 외적동기(r= .679, p<.01), 여가만족(r= .454, p<.01), 여가지속의도(r=.562, p<.01)와 외적동기는 여가만족(r= .389, p<.01), 여가지속의도(r= .524, p<.01), 여가만족은 여가지속의도(r= .410, p<.01)와 정(+)적인 상관관계를 나타내 보였다.

본 연구에서 설정한 연구모형은 대학생들의 교양 여가 스포츠 교과목 참여 동기와 여가만족, 여가지속의도와의 관계를 규명하기 위해서이다.

설정된 연구모형을 검증하기 위하여 구조방정식 모형분석을 통해 전반적인 모형의 적합도와 모수들을 추정하였는데, 구조모형의 최대우도법을 이용하였다.

전체적인 연구모형의 구조를 검증한 <표 7>과 같이 전체적인 연구모형의 구조를 검증한 결과 Chi-square는 3594,775(df=206, p=.000), GFI=.903, AGFI=.889, RMSEA=.076, NFI=.912, CFI=.839로 최적모형으로 판단하기에는 무리가 있음을 확인하였다.

이에 수정모형으로 오차항간의 공분산(e14와 e16, e21과 e24)를 자유화시킨 결과 <표 8>과 같이 제안된 모델의 전체적 적합도 지수에서 Chi-square는 3305,869(df=185, p=.000), GFI=.917, AGFI=.905, RMSEA=.071, NFI=.923, CFI=.865로 나타났다. 이러한 지수는 일반적인 평가기준을 삼는 지표들과 비교할 때 비교부합지수(CFI)를 제외하고 그 기준을 충족시키는 것으로 구체적인 영향관계를 설명하기에 대체적으로 적합한 것으로 판단할 수 있다.

본 연구의 가설을 검증한 결과는 <표 9>과 같다.

<가설 1>에 대한 실증분석 결과, 두 변수간의 경로계수 값은 .657로 통계적으로 유의한 정(+)적인 영향력이 나타나 ‘교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가만족에 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 채택되었다. <가설 2>에 대한 실증분석 결과, 두 변수간의 경로계수 값은 -.254로 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 ‘교양 여가 스포츠 참여 대학생의 외적동기는 여가만족에 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 기각되었다.

<가설 3>에 대한 실증분석 결과, 두 변수간의 경로계수 값은 .577로 통계적으로 유의한 정(+)적인 영향력이 나타나 ‘교양 여가 스포츠 참여 대학 의 내적동기는 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 채택되었다. <가설 4>에 대한 실증분석 결과, 두 변수간의 경로계수 값은 .041(t= .177)로 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 ‘교양 체육참여 대학생의 외적동기는 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 기각되었다.

<가설 5>에 대한 실증분석 결과, 두 변수간의 경로계수 값은 .140으로 통계적으로 유의한 정(+)적인 영향력이 나타나 ‘교양 여가 스포츠 참여 대학생의 여가만족은 여가지속의도에 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 채택되었다.

이들 변인간의 경로계수를 바탕으로 인과적 관계를 도식화한 결과는 <그림 2>와 같다.

본 연구에서 대학생들의 교양 체육 참여동기와 여가만족 및 여가지속의도와의 구조모형을 규명하는 것은 대학생들의 바람직한 여가 스포츠 문화를 생활화할 수 있다는 측면에서 그 의미를 찾을 수 있다. 이에 연구가설을 설정하고 연구방법과 절차에 따라 결과를 도출하였다. 따라서 선행연구와 비교하여 본 연구결과를 논의하자면 다음과 같다.

첫째, 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가만족에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

참여동기 중 내적동기와 여가만족 간의 관계를 규명한 선행연구를 살펴보면, 윤필규 등(2010)은 수영동호인을 대상으로 한 연구에서 내재적 동기가, 권태원 등(2010)은 교양체육 참가자의 내적동기가, 박현욱 등(2010)은 스키동호인을 대상으로 한 연구에서 즐거움 동기가, 권석준 등(2011)은 볼링참가자의 기술발달 및 즐거움 동기가 여가만족에 영향을 미쳤다고 보고하였다. 또한 최병열(2008)의 생활체육 참여자의 참여동기 중 즐거움과 기술발달이 여가만족도에, 김보람 등(2011)은 라인댄스에 참여하는 성인여성의 내적동기가 심리‧교육적 만족과 휴식적 만족에 영향을 미쳤다는 연구결과를 보고하였다. 최성범 등(2010)은 여가 스포츠에 참여하는 성인들을 대상으로 한 연구에서 내적동기가 여가만족에 정(+)적인 영향을 미친다고 보고하였다. 이러한 선행연구 결과들은 본 연구결과를 지지하고 있는 것을 알 수 있다.

아울러 여가참가의 증가는 만족이 주요 원인으로 작용(전태준, 2009)하며, 즐거움과 유능감을 추구하는 동기는 여가생활뿐 아니라 일상생활에서의 삶의 적응도에까지 영향을 미친다(하선우, 2010)는 점을 고려할 때 대학생들에게 즐거움과 흥미를 유발할 수 있는 교양 여가 스포츠 교과목의 다변화가 더욱 요구된다.

둘째, 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

선행연구에 의하면 최성범 등(2010)의 외적동기가 여가만족에 영향을 미치지 않았다는 연구결과는 본 연구결과를 지지하였다. 또한 권석준 등(2011)의 참여동기 가운데 사교와 건강은 여가만족에 영향을 미치지 않았으나 외적과시는 영향을 미쳤다는 연구결과는 본 연구결과를 일부 지지하고 있다.

그러나 조정민(2006), 윤필규 등(2010), 권태원 등(2010)은 외적동기가 여가만족에 영향을 미쳤다고 보고함으로서 본 연구결과와 상반되게 나타났다.

외적동기는 타인으로부터 관심을 받거나 칭찬을 받기 위하여 운동에 참여하는 동기이다. 본 연구의 결과로 유추해 볼 때 교양 여가 스포츠 참여 대학생의 외적동기가 개인적 취미활동으로 참여하는 스포츠 동호인의 외적동기 요인보다 낮다는 것을 알 수 있다. 따라서 교양 여가 스포츠 활동에 참여하는 대학생들의 외적동기를 높일 수 있는 방안을 고려해야 한다. 즉, 참여 대학생들이 어떠한 개인적 성취를 원하는 지를 파악하고 그 욕구를 충족시칠 수 있어야 하며, 외적 과시와 더불어 건강을 유지할 수 있는 교육과 서비스를 제공함으로서 여가만족도를 높여주어야 할 것이다.

셋째, 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가지속의도에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

본 연구에서의 의미하는 여가지속의도는 운동지속의도, 지속적 참여의도와 그 맥락을 같이한다. 이와 관련하여 다수의 선행연구에서 내적동기가 여가(운동)지속의도에 영향을 미친다고 보고함으로서 본 연구결과를 지지하고 있다(최성범 등, 2010; 조은영, 김수현, 2008; 김도훈, 김근오, 2009; 강민정, 2009; 이승준 등, 2010; 이영희, 최길례, 2006; 정호권, 2006).

Alexadris, Kouthouris, & Girgolas(2007)은 내적동기가 외적동기보다 여가활동 참가지속의도에 미치는 영향이 더 크다고 하였다. 이러한 결과들을 토대로 살펴보면, 내적동기는 행동결과 변인인 여가지속의도에 영향을 주는 것으로 사료된다. 이에 내적동기인 즐거움과 기술발달을 증대시켜 지속적인 여가 스포츠 활동 참여로 유도해야 한다.

넷째, 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가지속의도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

최성범 등(2010), 이승준 등(2010), 이영희 등(2006)은 외적동기가 여가지속의도에 영향을 미치지 않았다고 보고함으로서 본 연구결과를 지지하고 있다. 조은영 등(2008)의 외적동기 요인 중 사교는 지속적 참여의도에 영향을 미치며, 외적과시와 체력지향은 영향을 미치는 않는다는 연구결과는 본 연구결과를 일부 지지하고 있다. 그러나 김도훈 등(2009)의 연구에서는 외적동기가 운동지속의사에 영향을 미쳤다고 보고함으로서 본 연구결과와 상반되게 나타났다.

최성범 등(2010)에 의하면 외적동기 유형은 어떤 목적의식을 갖고 참가하기 때문에 그로 인한 여가제약을 크게 지각할 수 있으며, 이는 포기나 중단으로 연결되어 참가지속 행동에도 상당한 영향을 미친다고 하였다. 그리고 여가관여도라는 변인이 증가되어야 궁극적으로 참가지속의도에 영향을 미칠 수 있다고 주장하였다.

따라서 외적동기와 더불어 여가지속의도에 직‧간접적으로 영향을 미칠 수 있는 다양한 변인들을 대입한 설계모형을 설계한 후 이를 분석할 수 있는 추가연구가 요구된다.

다섯째, 교양 체육 참여 대학생의 여가만족은 여가지속의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

권태원 등(2010)과 최성범 등(2010)은 여가만족이 운동지속의사 및 참가지속의도에 영향을 미친다고 보고하였다. 또한 이승준 등(2010)과 김도훈 등(2009)은 교양체육 수업만족이 운동지속의사에 영향을 미친다고 보고하였다. 이러한 결과들은 본 연구결과를 지지하고 있다.

또한 박현욱 등(2010)은 정서적 만족은 운동지속의사에 영향을 미쳤으나, 사회적 만족과 신체적 만족은 영향을 미치지 않았다고 보고하였다. 이러한 결과는 본 연구결과를 일부 지지하고 있음을 알 수 있다.

Pelletier 등(1995)은 운동 프로그램이 즐겁지 않으면 지속적으로 참여는 어려워진다고 하였으며, 본 연구결과 및 다수의 선행연구들에서도 내적동기가 여가만족 및 여가지속의사에 영향을 미친다고 하였다. 이를 종합해 볼 때 교양 여가 스포츠 수업이 참여 대학생들에게적정수준의 자극과 각성을 촉진하였으며, 참여자의 기대에 상응할 수 있는 만족을 주었음을 알 수 있다. 그 결과 여가지속의도에 긍정적인 영향을 미친 것으로 사료된다.

그러나 대학생들이 지속적인 여가활동에 참여하고 싶어도 경제적인 측면과 여가 시간을 고려하지 않을 수 없다. 아직까지 대학생의 경우 경제적인 부분에서 부모에 대한 의존도가 높으며, 여가를 즐기기 보다는 취업이라는 현실적인 상황에 직면해 있기 때문이다.

따라서 ‘여가활동은 경제적인 부담감 가중’이란 인식을 ‘여가활동은 자기 개발 및 삶의 질 향상을 위한 필수 조건’으로 사고를 전환시킴과 동시에 일상생활 속에서 경제적인 부담감 없이 스포츠를 즐길 수 있는 여건과 환경이 조성되어야 한다. 아울러 각종 언론매체를 통하여 여가 스포츠 활동에 따른 홍보 및 효과를 강화함으로서 지속적인 여가활동참여에 관심을 갖게 하는 것이 중요하다고 사료된다.

본 연구는 대학생들의 교양 체육 참여동기와 여가만족 및 여가지속의도와의 구조방정식모형을 규명하는데 연구의 목적이 있다. 이를 위하여 제시된 연구문제를 중심으로 다음과 같은 결론을 도출하였다.

첫째, 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가만족에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

둘째, 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가만족에 영향을 미치지 않았다.

셋째, 교양 체육 참여 대학생의 내적동기는 여가지속의도에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

넷째, 교양 체육 참여 대학생의 외적동기는 여가지속의도에 영향을 미치지 않았다.

다섯째, 교양 체육 참여 대학생의 여가만족은 여가지속의도에 영향을 미쳤다.

본 연구의 연구절차와 수행과정에서 도출된 몇 가지 문제점들과 이에 대한 보완방법을 토대로 앞으로 연구과제에 대한 제언을 하고자 한다.

첫째, 본 연구는 서울‧경기지역 4년제 대학에 재학중인 대학생으로 제한되었기 때문에 일반화시키기에는 한계가 있을 수 있다. 따라서 연구대상에 있어서 전국 단위의 선정과 비교, 분석하여 차이점을 규명할 필요가 있다.

둘째, 연구대상자 가정의 경제적인 여건과 여가참여 정도를 고려하지 않았다. 이에 연구대상자의 경제적인 사항과 여가참여정도를 세분화한 후 그에 따른 차이점 분석이 요구된다.

셋째, 참여동기와 더불어 여가만족과 여가지속의도에 직‧간접적으로 영향을 미칠 수 있는 다양한 변인들을 유추한 후 이를 대입한 모형설계 및 분석이 요구된다.