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청소년들은 여가를 통해 학교에서 겪을 수 없는 다양한 경험을 하게 되고 이를 통해 자기성찰의 시간과 자기실현의 기회를 가지게 된다(Kelly, 1990). 하지만 국내 고등학생들은 사회에 팽배해 있는 학력지상주의와 입시준비로 인해 여가를 온전히 즐기지 못하고 있다. 특히 국내 여고생은 비활동적이며 소극적인 여가활동을 하고 있으며(김영준, 전태준, 김지태, 2010), 여가소외계층으로 분류될 수 있다. 이러한 현실에서 여고생 대상 여가연구는 필요하며, 본 연구는 여고생의 체육수업 기본적심리욕구, 신체활동여가태도, 긍정적 여가라이프스타일 간의 관계를 알아보고자 한다.

사회의 구성원 혹은 사회전체가 나타내는 특징적인 생활양식을 라이프스타일이라고 하며, 사람들은 라이프스타일을 통해 개인적, 환경적, 사회적 관계를 맺는다(Lazer, 1963). 행동과학자들은 인간행동이 라이프스타일에 의해 결정된다고 하였으며 라이프스타일 연구의 필요성을 강조하였다(조명환, 2005). Holt(1997)는 라이프스타일 연구의 세 가지 접근법을 제시하였다. 첫째, 소비자들의 구매행동이나 특징적 행동 차이를 분석하고 이를 통해 라이프스타일을 이해하고자 하는 객체의미 접근법(object signification approach), 둘째, 사회분위기나 문화적 특성을 통해 라이프스타일을 이해하고자 하는 후기 구조주의적 접근법(poststructuralistic approach), 셋째, 라이프스타일을 개인의 가치관과 심리적 특성이 반영된 심리적 구조물(psychological construct)로 바라보는 개성/가치접근법(personality/values approach)이 있다. 본 연구는 개성/가치 접근법을 토대로 하여 여고생의 체육수업기본심리욕구가 긍정적 여가라이프스타일에 영향을 미치는 심리적 특성으로 간주하였으며, 이들 간의 관계를 신체활동 여가태도(physical activity leisure attitude)가 매개한다고 가정하였다. 이와 관련된 선행연구를 제시하면 다음과 같다.

여가라이프스타일은 여가상황에서 반영되는 개인의 일관되고 독특한 심리·행동 특성이다(우성남, 손영미, 2009). Mannell과 Kleiber(1997)는 여가와 관련된 행동이나 심리를 이해하기 위해서는 여가라이프스타일을 이용하는 것이 효과적이라고 하였다. 손영미, 오세숙(2011)은 여가라이프스타일이 6개(감각추구성, 관계중심성, 여가무기력성, 가족중심성, 일 중심성, 합리적 계획성)의 요인으로 구성되어 있다고 하였다. 6가지 여가라이프스타일에 관하여 간략히 제시하면 다음과 같다.

감각추구성 여가라이프스타일은 개성 있고 스릴 넘치는 여가활동을 추구하는 라이프스타일로서 적극적이며 능동적인 여가활동 참여자들에게서 빈번히 발견된다. 관계중심성 여가라이프스타일은 여가활동의 특징이나 종류보다 여가활동을 누구와 함께 하는지를 중시 하는 라이프스타일을 말한다. 여가무기력성 라이프스타일은 여가활동에 소극적이거나 특정한 선호여가가 없는 것, 또는 여가생활에 가치를 두지 않는 사람의 라이프스타일을 말한다. 가족중심성 여가라이프스타일은 가족 구성원들과 함께하는 여가활동을 추구하는 라이프스타일을 말한다. 일중심성 여가라이프스타일은 자신이 행하는 여가활동에 온전히 몰입하지 못하고 여가활동 중에도 학업이나 자신이 해야 할 일을 생각하는 사람의 라이프스타일을 말한다. 마지막으로 합리적 계획성 여가라이프스타일은 여가활동을 중요시 하며, 이를 신중히 계획하고, 여가활동을 마친 후에는 자신이 행한 여가활동을 평가하는 사람들에게서 발견되는 여가라이프스타일이다.

본 연구는 긍정적 여가라이프스타일을 연구주제로 삼았으며, 긍정적 여가라이프스타일을 증진 시킬 수 있는 방안을 연구하고자 한다<그림 1>. 그럼 긍정적 여가라이프스타일은 무엇인가? 적극적이고 활동적인 여가활동은 자기효능감, 심리적 행복감, 자아존중감에 정적인 영향을 미친다고 알려져 있다(김정운, 이장주, 2005). 또한 여가를 통한 사람들 간의 관계 형성은 생활만족과 행복감을 높인다(김경호, 이기홍, 2016). 반면 여가를 무기력하게 보내는 사람은 낮은 행복감과 높은 권태감 및 높은 우울감은 경험한다(손영미, 오세숙, 우성남, 2010). 특히 최근 오세숙, 김종순, 박정열(2016)은 정규직 기혼 여성의 여가라이프스타일을 분석한 연구에서, 감각추구성, 합리적계획성, 그리고 관계중심성 여가라이프스타일을 추구하는 집단을 “적극적 여가형”으로 명명하였으며, 이러한 여가형을 가진 사람은 다양한 사회적 활동과 기술을 요구하는 적극적인 여가활동을 통해 높은 여가만족도를 보인다고 밝혔다. 나아가 주형철과 김수현(2013)은 감각추구 여가라이프스타일, 합리적 계획 여가라이프스타일, 관계중심 여가라이프스타일을 추구하는 대학생들은 높은 생활만족도를 보인다고 하였다. 즉 계획되고, 적극적이며, 사회관계를 돈독히 하는 여가라이프스타일은 긍정적인 여가라이프스타일로 볼 수 있으며, 긍정적 여가라이프스타일은 여가만족과 이를 통한 삶의 질 향상에 중요한 요소로 간주할 수 있다. 이러한 선행연구를 바탕으로, 본 연구는 합리적 계획여가라이프스타일, 감각추구여가라이프스타일, 관계중심여가라이프스타일을 긍정적 여가라이프스타일(잠재변인, latent variable)의 관찰변인(observed variable)으로 설정 하였으며<그림 1>, 체육수업기본심리욕구의 충족정도(독립변인)와 신체적 여가태도(매개변인)가 긍정적 여가라이프스타일에 미치는 영향을 알아보고자 한다.

그림 1. 
가설모델

체육수업기본심리욕구는 자기결정성이론(self-determination theory)의 기본심리욕구이론에 근간을 두고 있다. 자기결정성이론은 거시이론(meta-theory)으로 인과성향성이론(causality orientation theory), 유기체 통합이론(organismic integration theory), 인지평가이론(cognitive evaluatin theory), 기본심리욕구이론(basic psychological needs theory)과 같은 미시이론(micro-theory)으로 구성되어 있다. 기본심리욕구이론에 의하면, 인간은 자율성(autonomy), 유능성(competence), 관계성(relatedness)의 세 가지 기본심리욕구를 가지고 있으며(Deci & Ryan, 1985), 체육수업 기본심리욕구는 체육수업상황에서 학생들이 느끼는 자율성, 유능성, 관계성을 나타낸다(유신복, 손원숙, 2013). 여기에서 자율성(autonomy)은 개인이 행동을 할 때 자신이 행동의 주체라는 신념, 유능성은 개인이 자신의 능력이나 기술과 재능을 사용할 기회들을 경험할 때 느끼는 것, 관계성은 다른 사람들에게 자신이 속해 있다는 느낌이다(Deci & Ryan, 1985).

기본심리욕구가 충족된 사람은 자유로움을 추구하고, 가치 있거나 흥미를 일으키는 활동과 행동을 선택하게 된다(김종환, 2006). 또한 기본심리욕구가 충족된 개인은 자기 자신을 이해하고, 내적동기의 일종인 자기결정성동기(autonomous motivation)의 경험을 통해, 자신이 현재 행하고 있는 일에 재미를 느끼고, 다양한 긍정적 정서 상태를 경험하게 된다(김미정, 2011). 즉 개인은 기본심리욕구가 충족되는 상황에서 자신이 행하고 있는 일에 대한 긍정적인 경험과 이에 대한 긍정적인 태도를 형성하고 미래에 그와 관련된 행동을 선택할 가능성이 높다. 이러한 측면에서 본 연구는 체육수업 기본심리욕구의 충족정도는 신체활동 여가태도와 긍정적 여가라이프스타일에 직·간접적인 영향을 미칠 것으로 간주하였고, 본 연구의 연구모형에서 체육수업기본심리욕구를 독립변인으로 채택하였다<그림 1>.

본 연구는 신체활동 여가태도(physical activity leiusre attitude)가 체육수업 기본심리욕구와 긍정적 여가라이프스타일 간의 관계를 매개한다고 설정하였다. 여가태도는 인지적, 정의적, 행동적 태도로 구성되어 있으며, 개인이 여가에 대해서 평가하고, 선호하며, 행하는 독특한 양식을 나타낸다(Neulinger, 1981). 여가태도는 여가참가자들의 여가 경향성으로 간주할 수 있다. 신체활동 여가태도는 신체활동과 관계된 여가활동에 대하여 평가하고 선호하는 여가참가자들의 경향성을 말한다(강형길, 조희태, 2014).

여가학자들은 여가참가자들의 경험을 이해하고 행동을 예측하기 위하여 여가태도를 사용하였다. 예를 들어, 여가태도는 여가만족에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌으며(전태준, 2008), 인지된 삶의 질의 중요한 기전으로 밝혀졌다(Kang, 2010). 또한 신체활동 여가태도는 몰입경험과 신체활동 즐거움에 정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다(강형길, 임진선, 조희태, 2014; 강형길, 조희태, 2014). 특히 태도는 특정한 행동의 선행요인으로 작용하며, 일관적인 반응을 야기한다(최영순, 조병준, 2012). 즉 신체활동 여가태도는 여가참가자의 경험이나 행동에 영향을 미칠 수 있으며, 본 연구는 신체활동 여가태도가 여가참가자의 행동양식이며 여가에 대한 일관적인 반응인 긍정적 여가라이프스타일에 영향을 미칠 수 있다고 가정하였다.

또한 태도는 특정 행동에 반응하는 습득된 선유경향(learned predisposition)이다(Sheth, Mittal, & Newman, 1999). 이것은 태도가 어떠한 경험이나 정보의 영향을 받으며, 형성된다는 것을 의미한다. 이러한 태도의 선유경향에 근거하여, 여가태도에 영향을 미치는 다양한 심리변인에 대한 연구가 이루어졌다. 예를 들어 서비스품질인식(김지훈, 2015), 여가동기(하숙례, 2013), 여가인식(안동수, 윤영선, 2015), 재미요인(김은정, 송은일, 2016)은 개인의 여가태도에 영향을 미친다고 보고되었다. 하지만 선행연구 분석 결과, 체육수업 기본심리욕구가 신체적 여가태도에 미치는 영향을 살핀 연구는 확인되지 않고 있다. 체육수업은 학생에게 신체활동에 대한 경험과 정보를 제공하며 이것은 신체활동 여가태도의 형성에 영향을 줄 수 있다.

이러한 선행연구들을 종합하여, 본 연구는 신체활동 여가태도가 체육수업 기본심리욕구와 긍정적 여가라이프스타일 간의 관계를 매개할 수 있다고 가정하였으며, 이를 실증적으로 검증하고자 한다. 이를 통해 본 연구는 체육수업과 여가라이프스타일 간의 관계에 대한 이해증진을 도모하고자 하며, 체육수업의 가치 증진과 건전한 여가생활 확산에 기여하고자 한다. 본 연구에서 제시하는 가설은 다음과 같다.

H1: 여고생의 체육수업 기본심리욕구는 긍정적 여가라이프스타일에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H2: 여고생의 체육수업 기본심리욕구는 신체활동 여가태도에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H3: 여고생의 신체활동 여가태도는 긍정적 여가라이프스타일에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H4: 여고생의 신체활동 여가태도는 체육수업 기본심리욕구와 긍정적 여가라이프스타일의 관계에서 매개변인 역할을 할 것이다.

본 연구의 자료 수집은 B 지역 S 여고에서 실행되었으며 비확률 표본추출법 중 편의표본 추출법을 활용하였다. 설문 조사는 교사가 수행하였으며, 교사는 설문지 작성법을 설명 하였다. 총 600부의 응답 자료 중 데이터 선별(data screening) 과정을 통하여 발견된 이상치 값들은 본 연구에서 제외 되었다. 총 543부의 응답 자료가 본 연구의 분석을 위하여 사용되었다. 연구대상자의 일반적 특성 분석을 위하여 SPSS 23.0 프로그램이 사용되었으며 결과는 아래와 같다<표 1>

체육수업 기본심리욕구를 측정하기 위해, 최문형(2009)이 개발한 척도를 사용하였다. 이 척도는 3가지 하위 요인인 유능성, 자율성, 관계성으로 구성되었으며 총 13문항으로 구성되어 있다. 체육수업 기본심리욕구 척도는 리커드 5점 척도 (1=전혀그렇지 않다, 5=매우 그렇다)이며, 설문 문항의 예는 ‘나는 체육을 별로 잘하지 못한다(역치문항)’, ‘나는 체육시간에 나의 의견과 생각을 자유롭게 표현할 수 있다’, ‘체육을 같이 하는 내 친구들은 나에게 매우 소중하다’, ‘나는 체육을 할 때 아주 유능하다는 생각이 든다’ 이다.

신체활동 여가태도를 측정하기 위하여 Ragheb & Beard(1982)가 개발하고, 강형길(2003)이 번안한 신체활동 여가태도 척도를 사용하였다. 이 척도는 3가지 하위 요인(인지적, 정의적, 행동적 태도), 총 12 문항으로 구성되어있다. 본 연구에서는리커드 5점 척도(1=전혀그렇지 않다, 5=매우 그렇다)를 사용하였다. 신체활동 여가태도 문항의 예는 ‘신체적 여가활동에 참여하는 것은 건전한 시간활용이다’, ‘신체적 여가활동은 건강에 도움을 준다’, ‘신체적 여가활동은 행복을 증진시킨다’, ‘신체적 여가활동은 생활에 활력을 불어 넣어준다’, ‘신체적 여가활동 중에는 시간이 잘 흐른다’ 이다.

긍정적인 여가라이프스타일을 측정하기 위하여 본 연구에서는 손영미, 오세숙, 우성남(2010)의 연구를 기초로 최봉암, 최재일, 이준무(2014)가 개발한 설문지를 사용하였다. 긍정적인 여가라이프스타일 척도에는 3개의 하위요인(합리적 계획성 여가라이프스타일, 감각추구성 여가라이프스타일, 관계중심성 여가라이프스타일)이 있으며 총 9문항으로 구성되어 있으며, 5점 리커드 척도(1=전혀 아니다, 5=매우 그렇다)를 사용하였다.. 긍정적 여가라이프스타일의 문항의 예는 ‘남들과 구별되는 독특한 여가가 좋다’, ‘스릴감을 느낄 수 있는 여가를 좋아한다’, ‘여가활동을 통해 동료와 친밀해지기 위해 노력한다’, ‘여가비용을 계획적으로 사용하는 편이다’, ‘여가활동이 끝나면 평가를 하고 미래 계획을 세운다’ 이다.

본 연구에서는 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis: CFA)과 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling) 분석을 실시하였다. 먼저, 확인적 요인분석을 실시하여 측정 모델의 모형 적합도 및 신뢰도를 검증하였다. 다음으로 구조방정식 모형분석을 실시하여 본 연구의 가설을 검증하였다. 확인적 요인 분석 및 구조방정식 모형 분석을 위하여 EQS 6.3 프로그램을 사용하였다. 구체적으로 알아보면, 체육수업 기본심리욕구와 긍정적 여가라이프스타일의 관계(H1), 체육수업 기본심리욕구와 신체활동 여가태도의 관계(H2), 신체활동 여가태도와 긍정적 여가라이프스타일의 관계(H3), 마지막으로 체육수업 기본심리욕구, 신체활동 여가태도, 긍정적 여가라이프스타일 간의 관계(H4)에 대해서 알아보았다.

측정 모형 및 구조 모형의 적합도 판단을 위하여 절대적합지수 및 증분적합지수를 이용하였다(Hu & Bentler, 1999). 본 연구에서는 S-B χ² (Satorra-Bentler’s scaling method)와 robust 방법을 사용함으로써 정규분포 가정 사항을 충족하였다. Root Mean-Square Error of Approximation(RMSEA), Standardized Root Mean-Square Residual(SRMR), Comparative Fit Index(CFI), Non-Normed Fit Index(NNFI) 적합지수들을 사용하여 모형 적합도를 확인하였다. Browne & Cudeck(1992)가 제시한 .08이하의 RMSEA, .08이하의 SRMR(Hu & Bentler, 1999), 그리고 Kline(1998)이 제시한 .9 이상의 CFI, NNFI의 값들을 측정모형과 구조모형의 적합치 판단 기준으로 사용하였다. 더불어 내적 일관성을 확인하기 위하여 개념 신뢰도 값이 .7이상인지 확인하였다.

확인적 요인분석을 실시하여 측정모형의 적합도를 확인한 결과, S-B χ²(df)= 78.203(23), SRMR=.036, RMSEA=.067, NNFI=.952, CFI=.969로 기준치를 만족하는 모형적합치가 나타났다. 구성개념의 내적일관성을 확인하기 위하여 신뢰도 값을 확인 한 결과 기본적 심리 욕구(⍺=.850)와 여가태도(⍺=.909)는 .70이상의 값을 보였으나 긍정적 여가 라이프스타일은 .70 이하의 값을 보였다<표 2>. 이에 상관계수의 평균값을 확인한 결과 .283으로 나타났으며, 이를 통해 요인의 내적 일관성을 확인하였다(Clark & Watson, 1995).

확인적 요인분석을 실시하여 측정모형의 적합도를 확인한 결과, S-B χ²(df)= 78.203(23), SRMR=.036, RMSEA=.067, NNFI=.952, CFI=.969로 수용가능한 적합치를 보였다. 경로계수 분석결과는 다음과 같다<그림 2>. 먼저, 기본적 심리 욕구의 표준화 경로계수를 확인한 결과 기본적 심리 욕구는 긍정적 여가 라이프스타일(H1: B=.570, z=4.37)과 여가태도(H2: B=.606, z=14.31)에 유의한 영향을 미쳤으며. 모든 기본적 심리 욕구의 하위요인은 여가태도와 긍정적 여가 라이프스타일과 긍정적인 관계를 가지는 것으로 나타났다.

다음으로, 여가태도는 긍정적 여가 라이프스타일(H3: B=.157, z=2.08)에 유의한 영향을 미쳤으며, 여가태도의 하위요인은 긍정적 여가 라이프스타일과 긍정적인 관계를 가지는 것으로 나타났다.

마지막으로 체육수업 기본심리욕구, 여가태도, 긍정적 여가 라이프스타일을 이용한 매개모형에서, 체육수업 기본심리욕구는 긍정적 여가 라이프스타일에 유의한 간접효과((H4: B=.095, z=2.05)와 유의한 직접효과(B=.475, z=4.69)를 나타냈으며, 여가태도는 부분매개변인으로 나타났다. 구체적으로 알아보면 체육수업 기본심리욕구의 모든 하위요인이 여가 라이프스타일에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 그 중 자율성이 긍정적 여가 라이프스타일에 상대적으로 가장 강한 영향력을 미치는 것으로 나타났다<표 4>.