댄스스포츠 동호인의 참여동기가 (환경적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (환경적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

참여동기

(상수) .955 .252 - 3.790 <.001^** -내적동기 .216 .098 .176 2.210 .028^* 2.680 외적동기 .505 .010 .423 5.300 <.001^** 2.680

R²=.328, adj.R²=.323, F(2,283)=69.1(p<.001) 표 20 댄스스포츠 동호인의 참여동기가 (환경적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

참여동기가 환경적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 참여동기의 내적동 기(t=2.210, p=.028, β=.176), 외적동기(t=5.300, p<.001, β=.423)가 환경적 삶 의 질에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀모형은 유의하였고(F=69.1, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 2.680으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생하지 않았으며, 회귀모형의 설 명력은 32.8%(R²=.328)로 나타났다. 외적동기(β=.423)가 내적동기(β=.176)보다 환경적 삶의 질에 더 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다.

마) 댄스스포츠 동호인의 참여동기가 (심리적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (심리적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

참여동기

(상수) 1.767 .166 - 10.680 <.001^** -내적동기 .230 .064 .266 3.580 <.001^** 2.680 외적동기 .348 .063 .413 5.550 <.001^** 2.680

R²=.416, adj.R²=.412, F(2,283)=101(p<.001) 표 21 댄스스포츠 동호인의 참여동기가 (심리적)에 미치는 영향

** p<.01

참여동기가 심리적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 참여동기의 내적동 기(t=3.580, p<.001, β=.266), 외적동기(t=5.550, p<.001, β=.413)가 교육적 삶 의 질에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀모형은 유의하였고(F=101, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 2.680으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생하지 않았으며, 회귀모형의 설 명력은 41.6%(R²=.416)로 나타났다. 외적동기(β=.413)가 내적동기(β=.266)보다 심리적 삶의 질에 더 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다.

5. 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 삶의 질에 미치는 영향 검증 1) 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (신체적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (신체적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

여가 만족

(상수) .990 .166 - 5.960 <.001^** -심리적 .357 .053 .389 6.680 <.001^** 2.180 사회적 .138 .049 .161 2.830 .005^** 2.080 신체적 .091 .042 .112 2.190 .029^* 1.670 교육적 .176 .041 .226 4.280 <.001^** 1.800

R²=.563, adj.R²=.557, F(4,281)=90.6(p<.001) 표 22 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (신체적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

여가만족이 신체적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 심리적 여가만족 (t=6.680, p<.001, β=.389), 사회적 여가만족(t=2.830, p=.005, β=.161), 신체적 여가만족(t=2.190, p=.029, β=.112), 교육적 여가만족(t=4.280, p<.001, β

=.226)이 신체적 삶의 질에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀모형은 유의하였고(F=90.6, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 1.670에서 2.180으로 나타나 다중공선성의 문 제는 발생하지 않았으며, 회귀모형의 설명력은 56.3%(R²=.563)로 나타났다. 심 리적 여가 만족이(β=.389)이 가장 많이 신체적 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

2) 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (사회적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (사회적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

여가 만족

(상수) .458 .186 - 2.460 .015^* -심리적 .420 .060 .398 7.020 <.001^** 2.180 사회적 .308 .055 .311 5.610 <.001^** 2.080 신체적 .116 .047 .124 2.490 .013^* 1.670 교육적 .049 .046 .055 1.070 .286 1.800

R²=.586, adj.R²=.580, F(4,281)=99.3(p<.001) 표 23 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (사회적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

여가만족이 사회적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 심리적 여가만족 (t=7.020, p<.001, β=.398), 사회적 여가만족(t=5.610, p<.001, β=.311), 신체적 여가만족(t=2.490, p=.013, β=.112)이 사회적 삶의 질에 통계적으로 유의한 정 (+)의 영향을 미치고 교육적 여가만족은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나 타났다. 회귀모형은 유의하였고(F=99.3, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 1.670에서 2.180으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생 하지 않았으며, 회귀모형의 설명력은 58.6%(R²=.586)로 나타났다. 심리적 여가 만족이(β=.398)이 가장 많이 사회적 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

3) 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (교육적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (교육적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

여가 만족

(상수) .884 .180 - 4.919 <.001^** -심리적 .446 .058 .460 7.714 <.001^** 2.180 사회적 .209 .053 .230 3.935 <.001^** 2.080 신체적 .097 .045 .112 2.150 .032^* 1.670 교육적 .032 .045 .040 .729 .467 1.800

R²=.541, adj.R²=.535, F(4,281)=82.8(p<.001) 표 24 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (교육적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

여가만족이 교육적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 심리적 여가만족 (t=7.714, p<.001, β=.460), 사회적 여가만족(t=3.935, p<.001, β=.230), 신체적 여가만족(t=2.150, p=.032, β=.112)이 교육적 삶의 질에 통계적으로 유의한 정 (+)의 영향을 미치고 교육적 여가만족은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나 타났다. 회귀모형은 유의하였고(F=82.8, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 1.670에서 2.180으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생 하지 않았으며, 회귀모형의 설명력은 54.1%(R²=.541)로 나타났다. 심리적 여가 만족이(β=.460)이 가장 많이 교육적 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

4) 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (환경적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (교육적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

여가 만족

(상수) .380 .273 1.388 .166

심리적 .563 .088 .435 6.399 <.001^** 2.180 사회적 .335 .081 .276 4.156 <.001^** 2.080 신체적 -.099 .068 -.086 -1.443 .150 1.670 교육적 .059 .068 .054 .875 .382 1.800

R²=.404, adj.R²=.396, F(4,281)=47.6(p<.001) 표 25 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (환경적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

여가만족이 환경적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 심리적 여가만족 (t=6.399, p<.001, β=.435), 사회적 여가만족(t=4.156, p<.001, β=.276)이 환경 적 삶의 질에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 신체적 여가만족과 교 육적 여가만족은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 회귀모형은 유의 하였고(F=47.6, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 1.670에서 2.180으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생하지 않았으며, 회귀모형 의 설명력은 40.4%(R²=.404)로 나타났다. 심리적 여가 만족이(β=.435)이 가장 많이 환경적 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

5) 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (심리적)에 미치는 영향

모형

삶의 질 (심리적)

t p VIF

비표준화계수 표준화계수

Β SE β

여가 만족

(상수) 1.106 .170 - 6.510 <.001^** -심리적 .434 .055 .476 7.950 <.001^** 2.180 사회적 .071 .050 .083 1.410 .159 2.080 신체적 .163 .042 .201 3.830 <.001^** 1.670 교육적 .066 .042 .086 1.570 .117 1.800

R²=.537, adj.R²=.530, F(4,281)=81.5(p<.001) 표 26 댄스스포츠 동호인의 여가만족이 (심리적)에 미치는 영향

* p<.05, ** p<.01

여가만족이 심리적 삶의 질에 미치는 영향을 확인한 결과 심리적 여가만족 (t=7.950, p<.001, β=.476), 신체적 여가만족(t=3.830, p<.001, β=.201)이 심리 적 삶의 질에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 사회적 여가만족과 교 육적 여가만족은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 회귀모형은 유의 하였고(F=81.5, p<.001), 분산팽창계수(VIF : Variance Inflation actor)의 값이 1.670에서 2.180으로 나타나 다중공선성의 문제는 발생하지 않았으며, 회귀모형 의 설명력은 53.7%(R²=.537)로 나타났다. 신체적 여가 만족이(β=.476)이 가장 많이 심리적 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.