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문제 정의
- 본 연구는 스포츠·여가학 연구 분야에서 수행되어 왔던 이론적·경험적 선행연구에 기초하여 대학생의 교양체육수업 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙의 관계를 분석한 결과 다음과 같은 결론을 얻었다.
- 이 연구는 다양한 심리적 문제를 경험하고 있는 대학생[13,14]을 연구대상으로 하여, 이들이 학교생활 중에 스포츠를 접할 수 있는 기회를 제공하는 교양체육수업의 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙의 관계를 분석하였다. 먼저, 성별에 따른 차이를 검증한 결과 남성이 교양체육 수업에 대한 인지몰입과 행동몰입 그리고 만족도에 있어서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다.
- 즉, 이 연구는 다양한 심리적 문제를 경험하고 있는 대학생들[13,14]을 연구 대상으로 하여, 이들이 학교생활 중에 스포츠를 접할 수 있는 기회를 제공하는 교양체육수업의 몰입 및 만족도가 심리적 웰빙에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 나아가 교양체육수업을 통한 스포츠참여 이외에 자발적으로 행하는 여가스포츠 참여수준을 조절 변인으로 선정하여 후속 연구 및 여가스포츠 정책 수립을 위한 더욱 폭넓은 자료를 제공하고자 한다.
가설 설정
- RH1: 교양체육수업에 대한 몰입은 교양체육수업 만족도에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
- RH2: 교양체육수업에 대한 몰입은 심리적 웰빙에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
- RH3: 교양체육수업 몰입은 교양체육수업 만족을 매개로 하여 심리적 웰빙에 간접영향(+)을 미칠 것이다.
- RH4: 교양체육수업 몰입, 만족도 및 심리적 웰빙의 관계에서 교양체육수업 이외에 자발적으로 실시한 여가스포츠 참여 수준의 조절효과가 있을 것이다.
제안 방법
- 교양체육 수업에 대한 만족도 척도는 허경선[15]의 연구에서 사용된 척도를 수정·보완하여 사용하였다.
- 교양체육 수업에 대한 몰입도 척도는 허경선[15]의 연구에서 사용된 척도를 수정·보완하여 사용하였다.
- 교양체육수업 이외에 실시하는 여가스포츠 참여수준을 측정하기 위하여 박재암과 조민행[16]의 연구에서 사용된 척도를 수정·보완하여 사용하였다.
- 이 척도는 운동의 빈도, 시간, 강도에 관한 3가지 문항으로 구성되었다. 빈도에 대한 문항은 1=거의 안함, 2=1-2일, 3=3일, 4=4-5일, 5=6-7일 으로 코딩하였으며, 시간에 대한 문항은 1=10분 정도, 2=20분 정도, 3=30분 정도, 4=40분 정도, 5=50분 이상으로 코딩하였으며, 강도에 대한 문항은 1=매우 약하게, 2=약하게, 3=보통, 4=힘들게, 5=매우 힘들게 으로 코딩하였다. 빈도, 시간, 그리고 강도를 곱한 값을 기준으로 125에서 65사이는 '매우 활동적(very active)', 64에서 28사이는 '활동적(active)', 27에서 9사이는 '보통(acceptable)', 8에서 2사이는 '활동적이지 않음(under active)', 1은 '비활동(inactive)'으로 구분하였다.
- 심리적 웰빙에 대한 문항은 김명소, 김혜원, 차경호[3]의 연구에서 사용된 문항을 수정·보완하여 사용하였으며, 환경지배력(environmental mastery; 4문항), 개인적 성장(personal growth; 4문항), 자아수용(self-acceptance; 6문항), 긍정적 대인관계(positive relationship with others; 4문항), 자율성(autonomy; 4문항), 삶의 목적(purpose in life; 4문항)의 6개의 하위요인에 총 26문항으로 구성되었다.
- 이 연구의 연구대상자는 D시와 G시에 소재한 대학교에 재학 중인 대학생들 중 교양체육수업에 참여중인 학생들을 모집단으로 선정하여 비확률 표본추출법(non-probability sampling)중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 3개 대학교에서 총 300명을 표집 하였다. 자료 수집은 2014년 10월 13일부터 10월 17일까지 실시되었으며, 설문의 목적과 취지를 충분히 설명한 후 연구에 참여하기로 동의한 대상자들에게 설문지를 배부하고 기록하게 하였다. 응답을 원하지 않는 경우에는 언제라도 철회할 수 있고, 회수된 자료는 익명으로 처리되며 연구의 목적 외에는 사용되지 않음을 명확히 설명하였다.
대상 데이터
- 응답을 원하지 않는 경우에는 언제라도 철회할 수 있고, 회수된 자료는 익명으로 처리되며 연구의 목적 외에는 사용되지 않음을 명확히 설명하였다. 배부된 300부의 설문지 중 총 264부가 회수 되었으며(응답률 88%), 이들 중 질문문항의 일괄적인 처리, 무응답, 혹은 오기입 등 신뢰성이 떨어진다고 판단되어지는 61부의 설문지를 제외하고 총 203부를 분석에 사용하였다.
- 이 연구의 연구대상자는 D시와 G시에 소재한 대학교에 재학 중인 대학생들 중 교양체육수업에 참여중인 학생들을 모집단으로 선정하여 비확률 표본추출법(non-probability sampling)중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 3개 대학교에서 총 300명을 표집 하였다. 자료 수집은 2014년 10월 13일부터 10월 17일까지 실시되었으며, 설문의 목적과 취지를 충분히 설명한 후 연구에 참여하기로 동의한 대상자들에게 설문지를 배부하고 기록하게 하였다.
데이터처리
- 0 통계 프로그램을 이용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)과 구조방정식모형(structural equation modeling)분석을 실시하였다. 매개효과의 검증을 위하여 95% 신뢰도(confidence interval)에서 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하였다.
- 자료 처리는 Windows SPSS ver 20.0 통계 프로그램을 이용하여 기술통계(descriptive statistics), 신뢰도 분석(reliability analysis), 독립표본 t-test(independent t-test) 및 일원배치분산분석(one-way ANOVA)을 실시하였으며, AMOS 20.0 통계 프로그램을 이용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)과 구조방정식모형(structural equation modeling)분석을 실시하였다. 매개효과의 검증을 위하여 95% 신뢰도(confidence interval)에서 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하였다.
- 70이상의 적합한 신뢰도를 나타냈다[18,19]. 측정모델의 타당성은 집중타당성과 판별타당성으로 구분하여 실시하였는데, 집중타당성을 평가하기 위하여 개념신뢰도값(construct reliability; CR)을 이용하였고, 판별타당성을 평가하기 위해서는 표준오차추정구간(two standard-error interval estimate)를 이용하였다. 그 결과 개념신뢰도는 모든 변수들에서 .
성능/효과
- 가설2를 검증한 결과, 교양체육수업 몰입은 심리적 웰빙에 유의한 직접영향(direct effect)을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉, 가설이 채택되지 않았다.
- 가설3을 검증한 결과, 교양체육수업 몰입은 교양체육 수업 만족을 매개로 하여 심리적 웰빙에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 가설3이 채택되었다.
- 결론적으로, 교양체육수업 몰입이 심리적 웰빙에 미치는 직접적 영향은 없었지만 교양체육수업 만족도를 매개로한 간접 영향은 존재하는 것으로 나타났다. 그러므로 교양체육수업 몰입이 심리적 웰빙에 미치는 긍정적 영향을 극대화하기 위해서는 교양체육수업 만족도를 높이기 위한 다양한 후속연구가 필요하다.
- 05)에서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다. 교양체육수업을 제외한 여가스포츠 참여수준에 있어서도 남성이 여성보다 통계적으로 유의한 수준에서 높은 것으로 나타났다.
- 구조모형 분석결과, 교양체육수업에 대한 인지몰입(β =.33, p<.01)과 행동몰입(β =.61, p<.001)은 교양체육수업 만족도에 유의한 직접영향(direct effect)을 미치는 것으로 나타났다.
- 그 결과[X2=1454.015, X2/df=1.491, p<.001] 이며 CFI=.90, RMR=.04, SRMR=.07, RMSEA=.04으로 적합한 기준인 CFI .90 이상, RMR 0.05 이하, SRMR 및 RMSEA .08 이하를 충족시키는 좋은 적합도를 보였다[18,19].
- 넷째, 교양체육수업 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙의관계에서 교양체육수업 이외에 자발적으로 실시하는 여가스포츠 참여 수준의 조절효과가 있는 것으로 나타났다.
- 다음으로 가설1을 검증한 결과, 교양체육수업 몰입은 교양체육수업 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 가설 1이 채택되었다.
- 둘째, 교양체육수업 몰입은 심리적 웰빙에 유의한 직접영향(direct effect)를 미치지 않는 것으로 나타났다.
- 또한 교양체육수업 만족도는 심리적 웰빙(β =.58, p<.05)에 유의한 직접적인 영향(direct effect)을 미치는 것으로 나타났다.
- 먼저, 성별에 따른 차이를 검증한 결과 남성이 교양체육 수업에 대한 인지몰입과 행동몰입 그리고 만족도에 있어서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다. 또한 남성이 심리적 웰빙의 하위요인에 있어서도, 환경지배력, 자아수용, 자율성 그리고 삶의 목적에서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다. 뿐만 아니라 교양체육수업 이외에 자발적으로 행하는 여가스포츠 참여수준에 있어서도 남성이 여성보다 유의한 수준에서 높은 것으로 나타났다.
- 또한 심리적 웰빙의 하위요인에 있어서도, 남성이 환경지배력(t= 2.01, p<.05), 자아수용(t= 3.91, p<.001), 자율성(t= 3.54, p<.01) 그리고 삶의 목적(t= 2.55, p<.05)에서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다.
- 마지막으로, 가설4를 검증한 결과, 교양체육수업 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙의 관계에서 교양체육수업 이외에 자발적으로 실시하는 여가스포츠 참여 수준의 조절 효과가 있는 것으로 나타났다. 즉, 가설4가 채택되었다.
- 이 연구는 다양한 심리적 문제를 경험하고 있는 대학생[13,14]을 연구대상으로 하여, 이들이 학교생활 중에 스포츠를 접할 수 있는 기회를 제공하는 교양체육수업의 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙의 관계를 분석하였다. 먼저, 성별에 따른 차이를 검증한 결과 남성이 교양체육 수업에 대한 인지몰입과 행동몰입 그리고 만족도에 있어서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다. 또한 남성이 심리적 웰빙의 하위요인에 있어서도, 환경지배력, 자아수용, 자율성 그리고 삶의 목적에서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다.
- 또한 남성이 심리적 웰빙의 하위요인에 있어서도, 환경지배력, 자아수용, 자율성 그리고 삶의 목적에서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다. 뿐만 아니라 교양체육수업 이외에 자발적으로 행하는 여가스포츠 참여수준에 있어서도 남성이 여성보다 유의한 수준에서 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 선행연구[9,20]를 지지하는 것으로 나타났다.
- 성별에 따른 차이를 검증하기 위하여 t-test를 실시한 결과 성별에 따라 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다[Table 2]. 세부적으로 살펴보면, 남성이 교양체육 수업에 대한 인지몰입(t= 3.
- 세부적으로 살펴보면, 남성이 교양체육 수업에 대한 인지몰입(t= 3.34, p<.01)과 행동몰입(t= 4.40, p<.001) 그리고 심리적 만족(t= 3.11, p<.01)에 있어서 여성보다 유의한 수준에서 더 높게 지각하는 것으로 나타났다.
- 세부적으로 살펴보면, 활동적(active) 수준의 여가스포츠 참여수준의 자아수용(M= 3.59)과 삶의 목적(M= 3.71)이 활동적이지 않은(under active) 운동참여수준의 자아수용(M= 3.15)과 삶의 목적(M= 3.18)보다 유의한 수준(p<.05)에서 높은 것으로 나타났다.
- 셋째, 교양체육수업 몰입은 교양체육수업 만족도를 매개로 하여 심리적 웰빙에 유의한 간접영향(indirect effect)를 미치는 것으로 나타났다.
- 김유수와 전병관[20]에 따르면 이러한 성별에 따른 차이는 여가 스포츠의 특성상 일반적으로 높은 활동성을 요구하며, 남성이 성장기를 거치면서 여성에 비해 다양하고 많은 신체적 활동과 스포츠에 참여한 과거 경험이 있기 때문으로 분석하였다. 이러한 분석은 본 연구에서 교양체육수업 이외에 자발적으로 참여한 여가스포츠 참여수준이 여성보다 남성이 유의하게 높은 것으로 나타난 결과와도 맥락을 같이 하는 것으로 생각될 수 있다.
- 일원배치분산분석 결과, 운동참여수준에 따라 인지몰입과 행동몰입 그리고 심리적 웰빙의 하위요인 중 자아 수용과 삶의 목적에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다[Table 3]. 세부적으로 살펴보면, 활동적(active) 수준의 여가스포츠 참여수준의 자아수용(M= 3.
- 첫째, 교양체육수업 몰입은 교양체육수업 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.
후속연구
- 그러므로 심리적 웰빙을 극대화시키기 위해서는 교양체육수업 몰입도를 높이는 것과 동시에 교양체육 수업 만족도를 함께 높일 필요성이 있다. 교양체육수업 만족도에 영향을 미치는 요인들은 더욱 다양하게 존재할 수 있기 때문에, 후속 연구에서는 본 연구의 연구모형을 바탕으로 교양체육수업 만족도에 영향을 미치는 다양한 변인들을 추가하여 더욱 폭넓은 자료를 제공할 필요가 있다.
- 결론적으로, 교양체육수업 몰입이 심리적 웰빙에 미치는 직접적 영향은 없었지만 교양체육수업 만족도를 매개로한 간접 영향은 존재하는 것으로 나타났다. 그러므로 교양체육수업 몰입이 심리적 웰빙에 미치는 긍정적 영향을 극대화하기 위해서는 교양체육수업 만족도를 높이기 위한 다양한 후속연구가 필요하다. 또한 교양체육수업 이외에 자발적으로 실시하는 여가스포츠 참여 수준의 조절효과가 있는 것으로 나타났으므로, 대학내에서 교육과정의 일환으로 실시되는 교양체육수업과 교외에서 실시되는 생활체육 정책간에 통합 및 상호보완이 필요하다.
- 그러나 본 연구에서는 신체적 자기개념을 연구변인으로 설정하여 측정하지 않았기 때문에 성별에 따른 심리적 웰빙의 차이가 신체적 자기개념의 조절효과의 결과인지는 명확히 분석 할 수 없다. 그러므로 남녀 간의 성별에 따른 심리적 웰빙의 차이를 더욱 명확하게 규명하기 위하여, 신체적 자기개념을 연구변인으로 포함한 후속연구의 필요성이 대두된다.
- 그러므로 후속연구에서는 교양체육수업과 심리적 웰빙의 관계를 더욱 명확히 규명하기 위하여 교양체육수업 수강 기간(학기초·학기말)에 따른 조절효과가 있는가에 대한 추가 분석이 필요하다.
- 즉, 이 연구는 다양한 심리적 문제를 경험하고 있는 대학생들[13,14]을 연구 대상으로 하여, 이들이 학교생활 중에 스포츠를 접할 수 있는 기회를 제공하는 교양체육수업의 몰입 및 만족도가 심리적 웰빙에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 나아가 교양체육수업을 통한 스포츠참여 이외에 자발적으로 행하는 여가스포츠 참여수준을 조절 변인으로 선정하여 후속 연구 및 여가스포츠 정책 수립을 위한 더욱 폭넓은 자료를 제공하고자 한다. 이를 위하여 다음과 같은 연구가설을 설정하였다.
- 둘째, 본 연구를 통해 교양체육수업 만족도가 교양체육수업 몰입과 심리적 웰빙의 관계에서 매개역할을 하는 것으로 밝혀진 만큼, 교양체육수업 만족도에 영향을 미치는 다양한 요인을 추가분석한다면 더욱 폭넓은 이론적·실무적 자료를 제공할 수 있을 것이다.
- 셋째, 본 연구에서는 교양체육수업에서 실시하는 스포츠의 종목을 구분하여 분석하지 않았다. 즉, 후속 연구에서는 교양체육수업에서 실시하는 스포츠의 종목이 교양체육수업 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙에 어떠한 영향을 미치는가에 대한 추가 분석이 필요하다.
- 셋째, 본 연구에서는 교양체육수업에서 실시하는 스포츠의 종목을 구분하여 분석하지 않았다. 즉, 후속 연구에서는 교양체육수업에서 실시하는 스포츠의 종목이 교양체육수업 몰입과 만족도 및 심리적 웰빙에 어떠한 영향을 미치는가에 대한 추가 분석이 필요하다.
- 첫째, 교양체육수업과 심리적 웰빙의 관계를 더욱 명확히 규명하기 위하여 교양체육수업 수강 기간(학기초·학기말)에 따른 조절효과가 있는가에 대한 추가 분석의 필요성이 대두된다.
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