선택한 단어 수는 입니다.
최소 단어 이상 선택하여야 합니다.
최소 단어 이상 선택하여야 합니다.
선택한 단어 수는 30입니다.
최대 10 단어까지만 선택 가능합니다.
최대 10 단어까지만 선택 가능합니다.
문제 정의
- 그러므로 본 연구에서는 선행연구를 바탕으로 대학생의 자아효능감, 대학생활만족, 여가스포츠 참여수준간의 관계를 규명하여 대학생들의 자아효능감 및 대학생활만족도를 극대화 시킬 수 있는 효과적 방안의 성립을 위한 기본 자료를 제공하고자 한다. 이를 위해 다음과 같은 가설을 설정하였다.
- 이 연구는 교양체육수업을 제외한 자발적인 여가스포츠 활동에 참여중인 대학생을 연구대상으로 하여, 자아효능감, 대학생활만족도 및 여가스포츠 참여수준의 관계에 대한 연구모형 및 가설을 검증하였다. 먼저, 여가스포츠 참여수준에 있어서는, 55.
가설 설정
- 가설1: 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 여가스포츠 참여수준의 조절효과가 있을 것이다.
- 가설2: 자아효능감은 대학생활만족도에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
제안 방법
- 대학생활만족도에 대한 문항은 강경빈[22]의 연구에서 사용된 문항을 본 연구에 맞게 수정·보안하여 사용하였으며, 총 9문항으로 구성하였다.
- 75이상의 적합한 신뢰도를 나타냈다. 본 연구에서는 심리적(Psychological Satisfaction), 교육적(Educational Satisfaction), 사교적(Social Satisfaction), 휴식적(Relaxational Satisfaction), 환경적만족(Environmental Satisfaction) 5가지의 하위요인으로 구성되어있으며, 각 3문항씩 총 15문항으로 구성되었다. 각 문항들은 ‘전혀 아니다 ’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점의 5점 척도로 구성되었다.
- 69이상의 적합한 신뢰도를 나타냈다. 본 연구에서는 자신감(Confidence), 자기조절 효능감(self-regulatory Efficacy), 과제난이도 선호(task difficulty preference)의 총 3개의 하위 요인 9문항으로 구성되어 있다. 각 문항들은 ‘전혀 아니다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점의 5점 척도로 구성되었다.
- 운동의 빈도, 시간, 강도에 관한 3가지 문항으로 구성되었다. 빈도에 대한 문항은 1=거의 안함, 2=1-2일, 3=3일, 4=4-5일, 5=6-7일으로 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(underactive)', 1은 '비활동(inactive)'으로 구분하였다[7].
- 여가스포츠 참여수준(Leisure Sport Participation Level)에 대한 문항은 박재암과 조민행[7]의 연구에서 사용된 척도를 수정·보완하여 사용하였다.
- 자기효능감에 대한 문항은 김아영[18]의 연구에서 사용된 척도를 본 연구에 맞게 수정·보완하여 사용하였다.
- 이 연구의 연구대상자는 G시와 D시에 소재한 5개의 대학교에 재학 중인 대학생들 중 교양체육수업을 제외한 자발적 여가스포츠 활동에 참여중인 인원을 모집단으로선정하여 비확률 표본추출법(non-probability sampling) 중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 총 350명을 표집 하였다. 자료 수집은 2014년 5월 12일부터 5월 26일까지 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
- 이 연구의 연구대상자는 G시와 D시에 소재한 5개의 대학교에 재학 중인 대학생들 중 교양체육수업을 제외한 자발적 여가스포츠 활동에 참여중인 인원을 모집단으로선정하여 비확률 표본추출법(non-probability sampling) 중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 총 350명을 표집 하였다. 자료 수집은 2014년 5월 12일부터 5월 26일까지 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. 회수된 297부(응답률 84.9%)의 설문지중 질문문항의 일괄적인 처리 혹은 무응답, 오기입 등 신뢰성이 떨어진다고 판단되어지는 38부의 설문지를 제외하고 총 259부를 분석에 사용하였다.
데이터처리
- 인구통계학적 특성에 따른 차이를 검증하기 위하여 독립표본 t-test 및 일원배치분산분석을 실시하였다. 먼저, 성별에 따른 차이를 분석하기 위하여 독립 표본 t-test를 실시한 결과 성별에 따라 자기효능감과 여가스포츠 참여수준에 차이가 있는 것으로 나타났다.
- 자료 처리는 Windows SPSS ver 20.0 통계 프로그램을 이용하여 기술통계(descriptive statistics), 신뢰도 분석(reliability analysis), 독립변인 t-test(independent t-test) 및 일원배치분산분석(one-way ANOVA)을 실시하였으며, AMOS 20.0 통계 프로그램을 이용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis) 및 구조방정식모형(structural equation modeling)을 분석하였다.
- 70이상의 적합한 신뢰도를 나타냈다[23]. 측정모델의 타당성은 집중타당성과 판별타당성으로 구분하여 실시하였는데, 집중타당성을 평가하기 위하여 개념신뢰도값(construct reliability)을 이용하였고, 판별타당성을 평가하기 위해서는 평균분산추출값(average variance extracted)를 이용하였다. 그 결과 개념신뢰도는 모든 변수들에서 .
성능/효과
- 072으로 나타나 모델 적합도는 수용가능한 수준으로 평가할 수 있을 것이다[23]. 구조모형 분석결과, 자기효능감의 3가지 하위요인 모두가 대학생활만족도에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다[Fig. 1].
- 구체적으로 자기효능감 중 자신감은 심리적만족(β=3.55, p>.05), 교육적만족(β =3.32, p>.05), 사회적만족(β =1.56, p>.05), 휴식적만족(β =2.29, p>.05), 환경적 만족(β =2.50, p>.05)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 다음으로 성별에 따라 자아효능감의 하위요인 중 자신감과 과제난이도 선호에서는 남성이 여성보다 유의한 수준에서 높은 것으로 나타났으나, 자기조절 효능감에서는 여성이 남성보다 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 선행연구와는 다른 결과이다[18].
- 다음으로 여가스포츠 참여수준에 따라 대학생활 만족도의 하위요인 중 심리적만족과 사교적만족에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다[Table 5].
- 다음으로 자기효능감 중 과제난이도 선호는 심리적만족(β =2.66, p>.05), 교육적만족(β =2.97, p>.05), 사회적만족(β =1.62, p>.05), 휴식적만족(β =3.38, p>.05), 환경적만족(β =3.62, p>.05)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다[Table 7].
- 둘째, 자아효능감은 대학생활만족에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 세부적으로 매우 활동적 여가스포츠 참여수준 그룹이 비활동적 여가스포츠 참여수준 그룹보다 자기효능감 중 과제난이도 선호가 유의하게 높은 것으로 나타났다. 또한 여가스포츠 참여 수준에 따라 대학생활 만족도의 하위요인 중 심리적만족과 사교적만족에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자아효능감과 스포츠참여의 관계[15,16,21]및 스포츠참여와 생활만족의 관계[7]에 관한 선행연구를 지지하는 결과이다.
- 마지막으로 구조모형 분석결과, 자기효능감의 3가지 하위요인 모두가 대학생활만족도에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 가설 2가 채택되었다.
- 인구통계학적 특성에 따른 차이를 검증하기 위하여 독립표본 t-test 및 일원배치분산분석을 실시하였다. 먼저, 성별에 따른 차이를 분석하기 위하여 독립 표본 t-test를 실시한 결과 성별에 따라 자기효능감과 여가스포츠 참여수준에 차이가 있는 것으로 나타났다. 세부적으로 남성(M=2.
- 학년에 따른 차이를 분석하기 위하여 일원배치분산분석 결과, 학년에 따라 자기효능감의 하위요인 중 자기조절 효능감에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 세부적으로 3학년의 자기조절 효능감이 1학년보다 유의하게 높은 것으로 나타났으며, 1학년에서 3학년에 이르기 까지 자기조절 효능감은 점차 증가하였다가 4학년에 이르러 다시 감소하였다. 이 결과는 선행연구를 지지하는 것으로 나타났다[25].
- 여가스포츠 참여수준의 조절효과를 검증하기 위하여 일원배치분산분석 결과, 여가스포츠 참여수준에 따라 자기효능감과 대학생활만족도에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다[Table 4]. 세부적으로 매우 활동적 여가스포츠 참여수준 그룹(M=3.50)이 비활동적 여가스포츠 참여수준 그룹(M=2.88) 보다 자기효능감 중 과제난이도 선호가 유의하게 높은 것으로 나타났다.
- 즉, 가설1이 채택되었다. 세부적으로 매우 활동적 여가스포츠 참여수준 그룹이 비활동적 여가스포츠 참여수준 그룹보다 자기효능감 중 과제난이도 선호가 유의하게 높은 것으로 나타났다. 또한 여가스포츠 참여 수준에 따라 대학생활 만족도의 하위요인 중 심리적만족과 사교적만족에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다.
- 36)보다 통계적으로 유의하게 높은 수준의 여가스포츠 참여를 보였다. 신체적 자기효능감의 하위요인 중 자신감과 과제난이도 선호에서는 남성(M=2.54; M=3.33)이 여성(M=2.20; M=3.06)보다 유의한 수준에서 높은 것으로 나타났으나, 자기조절 효능감에서는 여성(M=3.44)이 남성(M=3.16)보다 높은 것으로 나타났다[Table 2].
- 여가스포츠 참여수준의 조절효과를 검증하기 위하여 일원배치분산분석 결과, 여가스포츠 참여수준에 따라 자기효능감과 대학생활만족도에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉, 가설1이 채택되었다.
- 여가스포츠 참여수준의 조절효과를 검증하기 위하여 일원배치분산분석 결과, 여가스포츠 참여수준에 따라 자기효능감과 대학생활만족도에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다[Table 4]. 세부적으로 매우 활동적 여가스포츠 참여수준 그룹(M=3.
- 선행연구[24]에서도 나타나듯이 남성의 여가스포츠 참여수준이 여성보다 높은 경향이 있으므로, 본 연구에서 여성의 비율이 높기 때문에 박재암과 조민행의 연구보다 전체적인 운동참여 수준이 낮다고 사료된다. 이를 뒷받침하듯이, 본 연구에서 t-test 결과, 남성이 여성보다 통계적으로 유의하게 높은 수준의 여가스포츠 참여를 보였다.
- 자기효능감 중 자기조절 효능감은 심리적만족(β=9.05, p>.05), 교육적만족(β =8.60, p>.05), 사회적만족(β =4.09, p>.05), 휴식적만족(β =7.57, p>.05), 환경적 만족(β =6.49, p>.05)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 첫째, 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 여가 스포츠 참여의 조절효과가 있는 것으로 나타났다.
- 첫째, 자아효능감과 스포츠참여의 관계[15,21]에 관한 연구, 스포츠참여와 생활만족의 관계[22]에 관한 연구 및 본 연구의 결과에 의하면 여가스포츠 참여는 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 조절효과 뿐만 아니라 매개효과 또한 존재할 것으로 사료된다. 즉, 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 여가스포츠 참여의 매개효과 검증에 관한 후속 연구가 필요하다.
- 측정모형의 적합도를 분석한 결과 [X2=469.252,X2/df=2.095, p=.000]이며 CFI=.92, RMR=.033SRMR=.065, RMSEA=.057으로 나타났다. 모델을 채택하기 위한 일반적인 적합도 지수의 기준은 CFI 0.
후속연구
- 결론적으로 여가스포츠참여는 직접적으로 대학생활만족도를 높여줄 뿐만 아니라 자아효능감이 대학생활만족도에 미치는 긍정적 영향을 극대화 시킬 수 있기 때문에 교내·외에서 대학생의 스포츠 동아리 및 동호인 활동에 대한 적극적 활성화 방안이 모색되어야 할 것이다.
- 이러한 결과는, 신입생의 경우 새로운 환경에 적응하며 다양한 인간관계를 시작하는 단계인데 반해 3학년이 되면 어느 정도 학교생활에 익숙해지며 비교적 넓은 인간관계가 형성되기 때문에 자아효능감에 영향을 미칠 수 있을 것으로 사료된다. 그러나 학년에 따른 자아효능감의 차이가 어떠한 요인에 의한 것인지에 대한 후속연구를 통하여 더욱 명확한 관계 규명이 필요하다.
- 이러한 결과는 자아효능감과 스포츠참여의 관계[15,16,21]및 스포츠참여와 생활만족의 관계[7]에 관한 선행연구를 지지하는 결과이다. 그러므로 본 연구의 결과와 선행연구의 결과를 바탕으로 후속연구를 통하여 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 여가스포츠 참여수준의 매개효과를 검증해 보는 것도 필요할 것으로 사료된다.
- 첫째, 자아효능감과 스포츠참여의 관계[15,21]에 관한 연구, 스포츠참여와 생활만족의 관계[22]에 관한 연구 및 본 연구의 결과에 의하면 여가스포츠 참여는 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 조절효과 뿐만 아니라 매개효과 또한 존재할 것으로 사료된다. 즉, 자아효능감과 대학생활만족도의 관계에서 여가스포츠 참여의 매개효과 검증에 관한 후속 연구가 필요하다.
- 둘째, 본 연구의 결과와 선행연구[18]에 의하면 성별에 따른 자아효능감 연구에 있어서 중학생, 고등학생, 대학생간에 나이에 따른 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉, 중·고·대학교 그리고 노인들과 같은 다양한 연령대를 대상으로 한 종합적인 자아효능감 연구가 필요하다.
※ AI-Helper는 부적절한 답변을 할 수 있습니다.