여가태도 및 여가정체성과 심리적 행복감의 관계

여가태도 및 여가정체성과 심리적 행복감의 관계

하숙례(한세대학교)·이근일(용인대학교)

The Relationships among Leisure Attitude, Leisure Identity and Psychological Well-being in Professional Athletes

Sook-Rye Ha (Hansei Univ.)·Keun-Eil Lee (Yongin Univ.) e-mail: [email protected]

요 약

본 연구의 목적은 프로선수들의 여가태도 및 여가 정체성과 심리적 행복감의 관계를 검증하는데 있다. 2012년 대한체육회에 등록된 14개의 운동종목의 프로선수들을 모집단으로 설정하여 비확률 표본추출방법 중 의도적 표집방법으로 570명을 선정하였다. 응답이 불성실하거나 누락된 응답 설문지 94부를 제외하고 확정된 476명을 유효 표본으로 하여 상관관계분석, t-검증 및 일원변량분석, 다중회귀분석을 실시하여 다음과 같은 결론을 도 출하였다. 첫째, 프로선수의 인구통계학적 특성별 심리적 행복감 차이 검증에서 성별, 선수경력별, 프로선수의 여가활동유형별에서는 심리적 행복감 변인에 부분적으로 유의한 차이가 검증되었다. 둘째, 프로선수의 여가태 도와 심리적 행복감의 관계에서는 여가태도 하위변인은 심리적 행복감의 하위변인에 부분적으로 유의한 영향 을 미치는 것으로 검증되었다. 셋째, 프로선수의 여가정체성과 심리적 행복감의 관계에서는 여가정체성 하위 변인은 심리적 행복감 하위변인에 부분적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 검증되었다.

Abstract

This research aimed to examine the importance of leisure activity by investigating relationship between athletes' leisure attitude, leisure identity and psychological well-being. To test this, 476 professional athletes who are in Korean Athletic Committee parent population in the Korea, were used in a purposive sampling method. Except the 94 questionnaire which is based on 476 valid samples, were analyzed using frequency analysis, factor analysis, correlation analysis, T-test, one-way ANOVA, multiple range test, and multiple linear regression analysis through SAS system 9.2 for windows. The results were as follows; First, the characteristics of background variables made a statistically significant differences on psychological well-being depending on gender, professional athletes's playing career, and each case of leisure activities. Second, in a causal relationship between professional athletes' leisure attitude and psychological well-being. Leisure attitude affect psychological well-being. Third, in a causal relationship between professional athletes' leisure identity and psychological well-being. Leisure identity affect psychological well-being.

Key Words: leisure attitude, leisure identity, psychological well-being

논문투고일: 2014. 4. 25 논문심사일: 2014. 5. 12 심사완료일: 2014. 5. 31 교신저자: 하숙례 주저자: 하숙례

본 논문은 2014년 박사학위 논문을 수정, 보완하였음

Ⅰ. 서론

1. 연구의 필요성 및 목적

최근 우리나라의 다양한 사회현상 중 가장 두드러진 현상은 생활수준향상과 의학기술의 발달로 평균수명이 늘어나고 있으며 100세 시 대의 도래다. 이러한 추세에 부응하여 경제적 여유를 바탕으로 물질만이 풍부하면 된다는 생 활양식과 휴식이라는 여가개념에서 벗어나 다 양한 여가활동에 참여하여 자신을 표현함으로 서 다른 사람들과 차별화된 풍요로운 삶을 추 구하고 있다(성낙숙, 2012).

운동선수들 특히 특수계층으로 불리는 우리 나라 엘리트선수들은 성적 지상주의로 인한 과 도한 훈련과 ‘최고’에 대한 불안, 두려움 등 내 적 스트레스에 시달리고 있다(고석중, 박운찬,

2001). 이들은 강도 높은 훈련프로그램을 소화

하는데 많은 시간을 소비하고 있고, 다른 일반 인들에 비해 여가시간의 활용이 매우 제한적인

편이다. 김효미(2009)는 엘리트선수들은 여가시

간과 여가참여 기회가 부족하고 여가에 대한 인식이 제대로 자리 잡혀 있지 않아 여가활용 능력이 더 저하될 수밖에 없기 때문에 여가에 대한 올바른 인식은 엘리트 선수들의 삶의 질 을 향상시키고, 사회성을 유지하는 데 필수적 인 요소라고 하였다.

Mark와 Roger(2005)는 학문으로서 여가의 필

요성과 중요성이 넓은 의미로 부각되고 있다고 하였고, 여가활동은 일에 의해 생기는 정신적· 육체적 피로를 감소하게하고, 수행의 능률을 높 이고 여가활동을 하는 집단이나 사회의 통합기

능을 하며 개인적으로는 휴식, 기분전환, 자기개 발로 인한 만족감을 느끼게 한다(Alexandris, Kouthouris, & Girgolas, 2007). 특히 체육학에서 여가 연구가 활발히 이루어지면서 여가활동참여 자들의 여가에 대해 분석하고 연구하는 것이 중 요해지고 있다.

프로선수들은 업무특성상 승부에 대한 심리 적인 부담감과 신체의 부상을 동반한 과도한 훈련, 승부를 위한 퍼포먼스 등의 신체적인 스 트레스에 노출되어 있다. 프로선수들의 여가태 도에 대한 정확한 인식은 심리적, 신체적인 스 트레스에서 벗어나 긍정적이고 진취적인 여가 정서를 유발하고 더 나아가 직무만족과 생활만 족을 위해 중요한 요인이라고 할 수 있다. 운 동선수들의 경우 신체적으로는 건강한 것으로 생각되어지고 있지만 실제로 정신적, 사회적인 면에서는 일반인들에 비해 그다지 좋은 방향으 로 평가받지 못하고 있다(최태웅, 2002).

2000년대에 들어서 엘리트체육은 2008년 베 이징올림픽에서 메달획득 순위 세계 7위, 2012 년 런던올림픽에서 메달집계종합성적 세계 5위 로 랭크되며 명실상부한 스포츠 강국으로 자리 잡고 있다. 이는 프로스포츠를 관람하는 국민 들에게 스포츠에 대한 내적동기 중 하나인 재 미를 제공하는 여가스포츠 문화 욕구를 증대시 키고, 스포츠 다양화와 대중화를 이끌고 있다. 이렇듯 빠른 성장세를 보이고 있는 스포츠에 대한 관심이 증가하고 있는 가운데, 운동선수 들에게 여가는 단순한 휴식과 소극적인 기분전 환의 기능이라는 과거의 인식과는 달리 스포츠 의 프로리그 활성과 함께 프로선수들에게도 성 적에 대한 부담감이나 긴장, 스트레스 그리고 팀원들과의 갈등 해소를 위함과 육체적․정신 적 건강증진을 위한 여가 생활이 요구되고 있 다. 운동선수들은 과도한 훈련을 합리적이고 진취적으로 이끌어 가기 위하여 스트레스와 불 안, 그리고 긴장, 피로 등을 해소할 수 있는 기 회를 여가 시간의 활동에서 찾아 볼 수 있고

변인 구 분 사례수 %

성 남자 214 45.0

여자 262 55.0

연령 22세 이하 196 41.9

23세∼26세 미만 161 33.8 26세 이상 119 25.0

운동종목 개인스포츠 77 16.2

대인스포츠 152 31.9

팀스포츠 247 51.9

선수경력 10년 미만 123 25.8

10년∼14년 미만 193 40.5 14년 이상 160 33.6

교육수준

고졸 이하 12826.9

전문대 졸업 52 10.9

대학 졸업 230 48.3

대학원 졸업 66 13.9

월평균 소득

200만원 미만 111 23.3 200~300만원 미만 136 28.6 300~400만원 미만 110 23.1 400만원 이상 119 25.0 여가활동

유형

스포츠부문 61 12.8

취미․창작 부문 259 54.4

오락부문 123 25.8

관광․행락 부문 33 6.9

계 476 100.0

표 1. 프로선수의 인구통계학적특성에 관한 빈도분석 (이나래, 2003), 최미화(2006)는 운동선수들에게

있어서 여가활동은 일상적이고 제한적인 환경 에서 잠시나마 벗어날 수 있는 역할을 하며, 스트레스 해소 및 훈련의 성과를 높이는데 중 요한 역할을 할 것이라고 하였다.

따라서 운동을 직업으로 하는 선수들, 특히 국가대표 선수급 선수들로 구성되어져 있는 프 로선수들의 여가태도, 여가 정체성의 이해와 여가활동 참여에 대한 인식은 매우 중요하고, 그들의 선택에 의한 여가활동 참여가 행복과 삶의 질을 높이는 촉진요인이 될 수 있다. 이 러한 선행연구들을 토대로 운동선수들의 생활 만족도 실태 및 유형과 개선방안, 그리고 그들 의 행복을 추구할 권리와 정체성 확립을 위한 속성을 파악하고 실용적이고 체계적으로 살펴 보고자 한다.

본 연구는 프로선수들의 여가활동유형을 조 사하고 여가태도 및 여가정체성과 심리적 행복 감의 관계를 규명하여 프로선수들이 여가에 부 여하는 기대와 중요성을 인식하고 개인의 건강 증진과 올바른 여가생활을 통해 신체·심리적으 로 행복을 추구하여 삶의 질을 윤택하게 하는 데 목적을 가진다. 또한, 프로선수들의 여가활 동 참가를 위한 원인을 규명하는 연구에 기여 함은 물론, 보다 질 높고 가치 있는 운동선수로 서의 선수생활을 영위함과 경기력 향상을 위한 실질적이고 효율적인 자료를 제공할 것이다.

2. 연구 문제

본 연구는 프로운동선수의 여가태도 및 여가 정체성과 심리적 행복감의 관계를 규명하는데 그 목적이 있다. 구체적으로 프로선수들의 인 구통계학적 특성변인에 따른 심리적 행복감은 어떠한지, 여가태도와 여가정체성은 심리적 행 복감과 어떠한 영향과 관련성이 있는지 규명하 기 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 프로선수들의 심리적 행복감은 인구통

계학적특성(성, 연령, 운동종목, 교육수준, 선수 경력, 월평균 소득, 여가활동유형)에 따라 서로 다르게 인식하는가?

둘째, 프로선수들의 여가태도는 심리적 행복 감에 어떠한 영향을 미치는가?

셋째, 프로선수들의 여가정체성은 심리적 행 복감에 어떠한 영향을 미치는가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집방법

본 연구의 대상은 현재 대한체육회 관할 경 기단체인 각 운동종목의 프로연맹(Professional League)과 실업연맹(Semi-professional League) 에 등록된 14개 운동종목(농구, 축구, 배구, 필

드하키, 씨름, 유도, 배드민턴, 복싱, 레슬링, 양 궁, 탁구, 사격, 수영, 육상)의 국내 프로선수들 을 대상으로 하였고, 표본 선정을 위해 비확률 표본추출방법 중 의도적 표집방법으로 조사를 실시하였다. 프로선수 570명을 선정하여 설문 지를 배포하여 자기평가기입법으로 응답한 후 회수하였고, 응답한 설문지 중 답변이 불성실 하거나 미 기입, 이중 기입한 자료 94부를 제 외한 총 476부(83.5%)를 유효 표본으로 확정하 고 분석하였다. 본 연구대상자의 인구통계학적 특성에 관한 빈도분석은 <표 1>과 같다.

2. 조사도구

본 연구의 목적을 달성하기 위한 조사도구는 설문지이다. 설문지의 구성은 외재변수로서 인 구통계학적 특성 7문항(성, 연령, 교육수준, 운 동종목, 선수경력, 월평균 소득, 여가활동유형) 을 선정하였다. 독립변수로서 여가태도 36문항 과 여가정체성 21문항, 그리고 종속변수로 심 리적 행복감 20문항으로 총 84문항으로 구성하 였다.

여가태도를 측정하기 위하여 Ragheb &

Beard(1982)가 개발하고, 윤재섭(1991)이 번안 하여 문정원(2010), 박종서(2010)의 연구에서 사

용한 Likert 5점 척도로 되어 있는 여가태도척

도 36문항을 사용하였다.

여가정체성의 측정은 박유진(2002)이 Callero (1985)와 Laverie(1995)의 연구에 사용되었던 4 개의 문항을 번안하여 하위요인을 측정할 수 있는 문항을 추가하여 21문항으로 개발한 측정 도구를 사용하였고 이는 이미연(2004)과 이재 주(2010)의 연구에 사용되었다.

심리적 행복감에 대한 조사도구는 양명환 (1998b)이 Ryff(1989)의 심리적 행복감 척도(scale of psychological well-being)와 Waterman(1993) 의 PEAQ(personally expressive activities questionnaire)를 번안하여 제작하였고, 심리적 행

복감 척도의 하위요인으로 자아 실현감, 자신감, 몰입감, 쾌락적 즐거움 등 4개의 요인으로 구성된 20문항의 설문지를 수정·보안하였다.

3. 타당도 및 신뢰도검증

본 연구에서는 조사도구의 신뢰성이 확보된 후에 구인타당도를 검증하기 위하여 요인분석기 법을 통해 각 요인에 주성분 분석법을 실시하여 여가태도, 여가정체성, 심리적 행복감의 하위요 인들에 대한 타당성을 검증하였다. 추출을 위한 기본 절차는 Kline(1994)의 제안에 따라 고유값 이 1.0 이상, 요인 부하량을 .40 이상을 기준으로 하여 사용하였고, 척도에 대한 요인 적재치가 타 요인에 중복 수렴되어 Cronbach's α계수를 떨어뜨리는 문항은 제거하였다. 분산비율의 기 준은 도출된 요인들이 일정한 수준의 분산량을 설명하고 있음을 보증하기 위하여 유의성을 확 보하는데 있으나 모든 경우에 절대적 기준이 있 는 것은 아니다. 자연과학과는 달리 사회과학에 서는 정보가 정확하지 않을 경우가 흔히 있기 때문에 총 분산의 60%(경우에 따라서는 그보다 적을 경우도 있다)를 설명하고 있는 것만으로도 만족할만한 수준의 해결책으로 간주할 경우가 적지 않다(여운성, 2006)는 것을 참고로 하였다.

<표 2>에 의하면 여가태도 측정도구는 3개 의 하위요인으로 추출되었으며, 문항은 총 36 문항이었으나, 타당도 조사결과 적재 값이 낮 게 나타난 12개 문항을 제외한 24문항으로 요 인을 추출하였다. 여가태도에 대한 고유값은 인지적 태도 6.60, 정서적 태도 2.38, 그리고 행 동적 태도 1.56으로 고유 값이 1.0 이상인 인자 추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났 고, 여가태도의 신뢰도는 Cronbach's α의 값이

.714-.836으로 나타나 조사도구의 신뢰성을 확

보한 것으로 나타났다.

<표 3>에 의하면 여가정체성 측정도구는 최

종 3개의 하위요인으로 추출되었으며, 문항은

문항 인지적 정서적 행동적 33. 여가활동은 시간낭비 .765 .016 .123 22. 다른 것보다 우선순위 아님 .721 .043 .099 27. 여가활동교육에 시간 안 씀 .712 .080 .013 5. 사람에게 여가활동필요 없음 .653 -.094 .207 11. 여가활동 중요치 않음 .619 .169 -.038 36. 시간․돈있으면 여가활동에 씀 .602 .229 .129 32. 내가하는 여가활동 좋아함 .560 .122 .371 31. 여가활동은 재충전에 도움 .538 .238 .298 10. 여가활동 할 때 완전 몰입됨 .108 .679 .173 7. 여가활동위해 교육받고 싶음 -.108 .658 -.056 24. 여가활동위해 시간․노력 투자 -.156 .596 .178 35. 여가 즐길 곳에서 살고 싶음 .350 .594 .059 8. 기회되면 여가활동시간 늘림 .380 .581 .150 9. 여가활동 자주하는 것 좋음 .272 .554 .316 12. 여가활동 중 나 자신을 느낌 .187 .503 .201 28. 여가활동은 자기개발하게 함 .154 .428 .320 1. 여가활동은 시간현명하게 씀 .168 .013 .686 3. 여가활동은 행복감느끼게 함 .346 .158 .679 2. 여가활동중은 시간이 잘 감 .369 -.010 .611 4. 여가활동 개인,사회에 혜택 .090 .238 .568 6. 바빠도 여가활동은 함 -.129 .271 .507 14. 여가활동은 가치 있는 일임 .389 .251 .452 23. 종종 여가활동을 함 -.093 .128 .451 20. 여가가 나 위해 좋은 것임 .192 .078 .399 Eigenvalues 6.60 2.38 1.56

% of Variance 27.53 9.93 6.50 Cumulative % 27.53 37.46 43.97

신뢰도 .836 .772 .714

Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정=.891 Bartlett의 구형검정=3575.521 df=276, Sig=.001 표 2. 여가태도의 요인분석 결과

문 항 동일시 정서적 애착 존중감

7. 여가활동 계속은 내게 중요함 .704 .171 .098 3. 여가활동은 내게 특별한 의미 .667 .087 .376 4. 여가활동참여는 내표현에 중요 .627 .237 .248 2. 여가활동 그만두라는 강요는 기분 상함 .620 .172 -.212 1. 여가활동 안 할 때도 생각남 .602 .186 -.151 5. 여가활동안함은 상상할수 없음 .597 .259 .127 12. 여가활동을 물으면 기분 좋음 .220 .759 -.070 11. 내 여가활동을 타인에게 말함 .233 .711 -.055 14. 내 여가활동 주위사람께 권장 .037 .667 .230 15. 내 활동 좋아하는 타인께 호감 .256 .624 .059 13. 내 여가활동함은 자랑스러움 .320 .607 .229 18. 내 여가활동 타인이 안 하면 가치

모른다고 생각 -.038 -.082 .769

19. 내 여가활동 이외는 관심 없음 -.124 .099 .701 17. 내 활동 나쁘게 말하면 화남 .296 -.043 .606 16. 내 여가활동 좋아하면 나쁜 사람

아니라고 생각됨 .094 .306 .559

20. 타인도 내 여가활동 멋있는 활동 인정 .159 .368 .483 Eigenvalues 4.64 2.06 1.32

% of Variance 29.01 12.90 8.29 Cumulative % 29.01 41.92 50.21

신뢰도 .758 .767 .682

Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정=.841 Bartlett의 구형검정=2054.320 df=120, Sig=.001 표 3. 여가정체성의 요인분석 결과

총 21문항이었으나, 타당도 조사결과 적재 값 이 낮게 나타난 5개 문항을 제외한 16문항으로 요인을 추출하였다. 여가정체성에 대한 고유 값은 동일시 4.64, 정서적 애착 2.06, 그리고 존 중감 1.32로 고유 값이 1.0 이상인 인자추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났으며, 여 가정체성의 신뢰도는 Cronbach's α의 값이

.682-.767로 나타나 조사도구의 신뢰성을 확보

한 것으로 나타났다.

<표 4>에 의하면 심리적 행복감 측정도구는

최종 4개의 하위요인으로 추출되었으며, 문항 은 총 20문항이었으나, 타당도 조사결과 적재 값이 낮게 나타난 4개 문항을 제외한 16문항으

로 요인을 추출하였다. 심리적 행복감에 대한 고유값은 자신감 6.15, 몰입감 1.91, 자아실현감

1.06, 그리고 쾌락적 즐거움 1.01로 고유 값이

1.0 이상인 인자추출의 기준으로 볼 때 적합한 것으로 나타났으며, 심리적 행복감의 신뢰도는 Cronbach's α의 값이 .734-.827로 나타나 조사 도구의 신뢰성을 확보한 것으로 나타났다.

4. 자료처리 방법

본 연구의 분석을 위해 유효화 된 476명의 자료를 프로선수의 여가태도 및 여가정체성과 심리적 행복감의 관계검증의 연구목적에 맞도 록 코드화하여 개별입력한 후 SAS system 9.2

for windows의 통계 프로그램을 이용하였으

며, 자료 분석을 위하여 사용된 통계기법은 빈 도분석(frequency analysis), 탐색적 요인분석

문항 자신

감 몰입

감 자아실현

감 쾌락적 즐거움 9.활동 중 자신 능력 느낌 .795 .248 .137 .115 6.활동중 유능하다고 느낌 .729 -.068 .203 .251 7.활동중 내자신 자랑스럼 .791 -.009 .205 .117 10.활동중 할수있는 자신감 .580 .343 .324 .046 8.활동중 내자신 긍정적임 .539 .395 .259 .207 12.활동중 정신집중 잘 됨 .185 .795 .174 .035 11.활동중 자체에 완전몰두 .151 .765 .061 .118 13.활동중 잡한문제 벗음 -.025 .716 .153 .299 14.활동중 시간가는줄 모름 -.013 .511 .102 .314 1.활동중 이것이라는 느낌 .164 .198 .762 .155 2.내활동 참여때 큰성취감 .133 .309 .751 .152 3.활동 중 자신 맘껏 표현 .345 .073 .645 .149 4.활동 중 참된 나자신발견 .435 -.036 .619 .180 20. 활동 중 흥에 도취됨 .246 .072 .124 .815 19. 활동 중 만족을 느낌 .257 .178 .209 .695 18.활동 중 강한즐거움 느낌 .105 .242 .254 .561 Eigenvalues 6.15 1.91 1.06 1.01

% of Variance 38.44 11.99 6.62 6.23 Cumulative % 38.44 50.44 57.06 63.29

신뢰도 .827 .773 .782 .734 Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정 = .900 Bartlett의 구형검정=3053.215 df=120, Sig = .001 표 4. 심리적 행복감의 요인분석 결과

(Exploratory factor analysis), 신뢰도 분석 (reliability analysis), 상관관계분석(correlation

analysis), 독립표본 t-검증 및 일원변량분석

(one-way ANOVA)과 Duncan의 다중범위 검 증(multiple range test), 다중회귀분석(multiple regression analysis)의 방법을 이용하여 자료를 분석하였다.

Ⅲ. 연구 결과

1. 인구통계학적특성별 심리적 행복감의 차이 인구통계학적특성별 심리적 행복감의 차이부 석에서 성별, 선수경력별, 여가유형별 심리적 행복감에서만 유의한 차이가 나타났고, 연령, 운동종목, 교육수준, 월 소득에서는 심리적 행 복감에서 유의한 차이가 나타나지 않았다.

1) 성별 심리적 행복감의 차이

<표 5>에 의하면 프로선수들의 성별 심리적

행복감의 하위변인 자아실현감의 경우 통계적 유의한 차이(p<.01)가 검증되었으며 여자선수들

(M=3.48)이 남자선수들(M=3.27)에 비해 자아실

현감이 높게 나타났다. 성별 자신감의 경우 통계 적 유의한 차이가 검증되지 않았으며, 성별 몰입 감의 경우 유의한 차이(p<.01)가 검증되었으며 여자선수들(M=3.84)이 남자선수들(M=3.59)에 비해 높게 나타났다. 성별 쾌락적 즐거움 변인에 서도 유의한 차이(p<.05)가 검증되었으며 여자선

수들(M=3.72)이 남자선수들(M=3.57)에 비해 쾌

락적 즐거움이 높게 나타났다.

심리적 행복감

하위변인 구분 사례

수 평균 표준

편차 df t-값 p

자아

실현감 남자여자 214262 3.273.48.69.65 474 -3.42 .001 자신감 남자 214 3.35 .70 474 -1.52 .124

여자 262 3.45 .71

몰입감 남자여자 214262 3.593.84 .69.73 474 -3.78.001 쾌락적

즐거움 남자여자 214262 3.573.72 .67.71 474 -2.25 .025 표 5. 성별 심리적 행복감에 관한 차이분석

2) 선수경력별 심리적 행복감의 차이

<표 6>에 의하면 프로선수의 선수경력별 심리 적 행복감의 하위변인 자아실현감과 자신감은 유의한 차이가 검증되지 않았으나 몰입감과 쾌 락적 즐거움에는 유의한 차이가 검증되었다. 유 의한 차이(p<.05)가 검증된 몰입감의 다중비교결 과 C집단(14년 이상: M=3.80)과 B집단(10년~14

년 미만: M=3.74)과는 통계적 차이가 없었으나

이 두 집단과 A집단(10년 미만: M=3.55)과는 차 이가 검증되었다. 집단 간 몰입감의 평균값으로 비교해 보면 C집단(14년 이상: M=3.80), B집단 (10년~14년 미만: M=3.74), A집단(10년 미만: M=3.55) 순으로 나타났다.

하위변인변량 원 자유

도 자승 합 평균

자승F-값 유의확률

Duncan 검증 집단화 집

단 평균 n 자아실현

감 선수

경력 2 1.95 0.97 1.96 .141

B 3.47 193 오차 473 235.2 0.49 C 3.44 160

총합 475 237.2 A 3.31 123

자신감 선수

경력 2 1.23 0.61 1.32 .293 B 3.46 193 오차 473 237.2 0.50 C 3.38160

총합 475 238.4 A 3.34 123

몰입감

선수경력 2 4.62 2.31 4.01 .019 B 3.80 193 오차 473 272.1 0.57 C 3.74 160

총합 475 276.7 A 3.55 123

쾌락 즐거적 움

선수경력 2 4.30 2.15 4.40 .013 C 3.75 123 오차 473 231.0 0.48B 3.66 193

총합 475 235.3 A 3.50 160

A: 10년 미만, B: 10년~14년 미만, C: 14년 이상

표 6. 선수경력별 심리적 행복감에 관한 분산분석 및 다중비교 결과

쾌락적 즐거움의 다중비교결과 C집단(14년 이 상: M=3.75)과 B집단(10년~14년 미만: M=3.66) 과는 유의한 차이가 없었으나 이 두 집단과 A집 단(10년 미만: M=3.50)과는 차이가 검증되었다. 집단 간 쾌락적 즐거움의 평균값으로 비교해 보 면 C집단(14년 이상: M=3.75), B집단(10년~14년 미만: M=3.66), A집단(10년 미만: M=3.50) 순으 로 나타났다.

3) 여가활동유형별 심리적 행복감의 차이

<표 7>에 의하면 프로선수의 여가활동유형별

자아실현감은 통계적으로 유의한 차이(p<.05)가 검증되었다. 다중비교결과 D집단과 AB집단, A 집단과 BC집단 간의 자아실현감의 차이는 없었 으나 D집단(M=3.52)과 C집단(M=3.22)과는 자아 실현감의 차이가 검증되었다. 여가활동유형별 자신감은 유의한 차이가 검증되지 않았다.

여가활동유형별 몰입감에서는 유의한 차이가 검증되지 않았으나 여가활동유형별 쾌락적 즐

거움에서도 유의한 차이(p<.05)가 검증되었다. 다중비교결과 D집단과 B집단, B집단과 CA집 단 간과는 쾌락적 즐거움의 유의한 차이는 없 었으나 D집단(M=3.93)과 C집단(M=3.67), D집 단(M=3.93)과 A집단(M=3.59)과는 쾌락적 즐거 움의 통계적 차이가 검증되었다.

하위변인 변량 원

자유 도

자승합 평균

자승 F-값 유의확률

Duncan 검증 집

단화

구분 평균 n

자아실현 감

여가

유형 3 4.07 1.35 3.19 .023

D 3.52 33 A 3.42 61 오차 472 201.1 0.42 B 3.41 259

총합 475 205.1 C 3.22 123

자신 감

여가유형 3 3.57 1.19 2.50 .059 D 3.53 33 B 3.43 259 오차 472 225.6 0.47 A 3.3861

총합 475 229.2 C 3.25 123

몰입감 여가

유형 3 1.180.39 0.91 .435 D 3.81 33 B 3.65 259 오차 472 204.4 0.43 C 3.61 123

총합 475 205.5 A 3.60 61

쾌락 즐거적 움

여가

유형 3 3.57 1.19 3.01 .029 D 3.93 33 B 3.78129 오차 472 186.9 0.39 C 3.67 123

총합 475 190.4 A 3.59 61

A:스포츠 부문, B:취미․창작부문, C: 오락부문, D: 관광․행락부문 표 7. 여가활동유형별 심리적 행복감에 관한 분산분석

및 다중비교 결과

2. 여가태도, 여가정체성, 심리적 행복감의 상관관계

<표 8>은 여가태도 및 여가정체성과 심리적

행복감의 상관관계분석 결과이다. 독립변인 프 로선수의 여가태도(인지적 태도, 정서적 태도, 행동적 태도) 및 여가정체성(동일시, 정서적 애 착, 존중감)과 종속변인 심리적 행복감(자아 실 현감, 자신감, 몰입감, 쾌락적 즐거움)과의 피어 슨 상관계수가 유의한 정적상관(p<.05, p<.01)

이 존재함을 알 수 있고, 모든 변수의 상관계 수가 기준치인 .80보다 낮으므로 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다. 이러한 관계는 프로선수의 여가태도와 여가정체성이 높을수록 심리적 행복감이 높아짐을 시사한다.

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

인지적

태도 1

정서적 태도 .39** 1 행동적

태도 .48**.49** 1 동일시 .37**.57**.38** 1 정서적

애착 .25**.43**.37**.53** 1 존중감 -.22

** .21** .03 .25**.30** 1 자신감 .24**.46**.32**.50**.59**.39** 1 몰입감 .45**.39**.41**.37**.34**-.02 .39** 1

자아

실현감.33**.43**.39**.59**.57**.28**.63**.41** 1 쾌락적

즐거움.37**.45**.38**.49**.51**.18**.51**.53**.51** 1

**p < .01

표 8. 여가태도, 여가정체성, 심리적 행복감의 상관관 계분석 결과

3. 여가태도와 심리적 행복감의 관계

<표 9>는 프로선수들의 여가태도 인식은 심

리적 행복감에 어떠한 영향을 미치는지를 알아 보기 위한 다중선형회귀분석의 실행결과이다.

여가태도에 따른 자아실현감은 모형의 적합도 검증에서 1% 유의수준에서 유의한 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .27로서 자료변동의 약 27%를 회귀모형으로 설명함을 알 수 있다.

여가태도에 따른 자신감은 모형의 적합도 검 증에서 1% 유의수준에서 유의한 영향을 미치 는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .22이므 로 자료변동의 약 22%를 회귀모형으로 설명할 수 있음을 알 수 있다.

여가태도에 따른 몰입감은 모형의 적합도 검

증에서 1% 유의수준에서 유의한 영향을 미치 는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .30이므 로 자료변동의 약 30%를 회귀모형으로 설명할 수 있음을 알 수 있다.

여가태도에 따른 쾌락적 즐거움은 모형의 적 합도 검증을 보면 1% 유의수준에서 유의한 영 향을 미치는 회귀관계를 보였고, 결정계수(R²) 는 .38이므로 자료변동의 약 38%를 회귀모형으 로 설명할 수 있음을 알 수 있다.

위의 검증 결과, 여가태도와 심리적 행복감 의 영향관계에 관한 것으로 여가태도는 심리적 행복감 모든 하위변인에 1%와 5%의 유의수준 에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

여가태도유형 자유 도 추정

치 표준

오차 t-값 유의

확률 모형의

적합도

자아실현 감

(상수) 1 .59 0.20 2.82 .004

F = 60.79 (p = .001) R²= .27 인지적 태도 1 .180.082.22 .026

정서적 태도 1 .24 0.07 3.12 .001 행동적

태도 1 .32 0.06 4.80 .001

자신 감

(상수) 1 .75 0.22 3.30 .001

F = 45.59 (p = .001) R²= .22 인지적

태도 1 .33 0.09 3.57 .000 정서적

태도 1 -.03 0.08-0.45 .653 행동적

태도 1 .43 0.07 5.86 .000

몰입감

(상수) 1 .780.20 3.81 .001

F = 67.94 (p = .001) R²= .30 인지적

태도 1 .15 0.081.87 .062 정서적

태도 1 .32 0.07 4.25 .001 행동적 태도 1 .280.06 4.34 .001

쾌락적즐 거움

(상수) 1 .65 0.183.53 .001

F = 98.90 (p = .001) R²= .38 인지적 태도 1 .24 0.07 3.19 .001

정서적 태도 1 .34 0.06 4.98.001 행동적

태도 1 .23 0.05 3.99 .001 표 9. 여가태도가 심리적 행복감에 미치는 영향

여가정체성

유형 자유

도 추정

치 표준

오차 t-값 유의

확률 모형의

적합도 자

아실 현감

(상수) 1 .23 0.15 1.48 .139

F = 145.20 (p = .001) R²= .48 동일시 1 .41 0.04 9.26 .001

정서적 애착 1 .36 0.05 6.79 .001 존중감 1 .16 0.04 3.73 .001

자 신감

(상수) 1 .15 0.17 0.89 .373

F = 115.86 (p = .001) R²= .42 동일시 1 .26 0.04 5.34 .001

정서적

애착 1 .41 0.05 6.96 .001 존중감 1 .29 0.04 6.14 .001

몰입 감

(상수) 1 .80 0.19 9.20 .001

F = 39.84 (p = .001)

R²= .20 동일시 1 .29 0.05 5.22 .001

정서적 애착 1 .32 0.06 4.90 .001 존중감 1 -.080.05 -1.49 .136 쾌락

적 즐거 움

(상수) 1 .27 0.17 7.48.001

F = 82.32 (p = .001)

R²= .34 동일시 1 .30 0.04 6.17 .001

정서적

애착 1 .44 0.05 7.66 .001 존중감 1 -.02 0.04 -0.47 .637 표 10. 여가정체성이 심리적 행복감에 미치는 영향 4. 여가정체성과 심리적 행복감의 관계

<표 10>은 프로선수들의 여가정체성 인식은

심리적 행복감에 어떠한 영향을 미치는지를 알 아보기 위한 다중선형회귀분석(multiple linear regression analysis)의 실행결과이다.

여가정체성에 따른 자아실현감은 모형의 적 합도 검증에서 1% 유의수준에서 유의한 영향 을 미치는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .48이므로 자료변동의 약 48%를 회귀모형으로 설명할 수 있음을 알 수 있다.

여가정체성에 따른 자신감은 모형의 적합도 검증에서 1% 유의수준에서 유의한 영향을 미 치는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .42이 므로 자료변동의 약 42%를 회귀모형으로 설명 할 수 있음을 알 수 있다.

여가정체성에 따른 몰입감은 모형의 적합도 검증에서 1% 유의수준에서 유의한 영향을 미 치는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²)는 .20이 므로 자료변동의 약 20%를 회귀모형으로 설명 할 수 있음을 알 수 있다.

여가정체성에 따른 쾌락적 즐거움은 모형의 적합도 검증에서 1% 유의수준에서 유의한 영 향을 미치는 회귀관계를 보였고 결정계수(R²) 는 .34이므로 자료변동의 약 34%를 회귀모형으 로 설명할 수 있다.

위의 검증 결과, 여가정체성과 심리적 행복 감의 영향관계에 관한 것으로 여가정체성 하위 변인 존중감을 제외한 모든 하위변인은 심리적 행복감 모든 하위변인에 1%의 유의수준에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

Ⅳ. 논의

스포츠에 대한 관심은 증가하고 프로리그가 활성화되면서 프로운동선수들에게 주어진 성적 에 대한 부담감이나 긴장, 스트레스 그리고 팀

원들과의 갈등 등을 포함한 극도의 피로는 운 동선수들에게 압박을 가한다.

Chris Lonsdale, Ken Hodge, & Elaine

Rose. (2009)은 엘리트 운동선수들의 피로감 소

진에 대한 연구에서 선수들의 피로회복에 영향 을 주는 통찰력뿐만 아니라 기본적으로 규정 된 행동들을 포함한 보다 포괄적이고 광범위한 자기결정이론을 고려하여 접근하였다. 또한, Hodge, Lonsdale, & Ng. (2008)의 연구와 Perreault, Gaudreau, Lapointe, & Lacroix.

(2007)의 연구에 의하면, 자기결정이론은 자율

과 자신감을 통해서 선수들의 피로를 예측하는 데 매우 중요하다고 하였다. 따라서 여가활동 의 참여는 단순한 휴식과 소극적인 기분전환의 기능이라는 과거의 인식과는 다르게 피로회복 과 자신감, 성취감을 가질 수 있도록 작용하여 프로선수들에게 심리적 건강을 통해 행복하고

아름다운 삶을 영위하도록 동기부여를 제공하 고 있다고 할 수 있다.

다른 측면으로 보면, 프로선수들은 어린이들 과 청소년의 선망의 대상이다. 즉, 그들의 태도 와 행동, 삶을 본보기로 삼는 청소년들에게 꿈 과 희망을 주는 역할도 생각하지 않을 수 없다 는 것이다. Andrew와 Jennifer(2004)는 직업과 스포츠의 관계에 있어 프로운동선수들의 역할 연구에서 많은 중학생들은 운동선수들이 하는 운동에 관심을 가지고 어떻게 팀워크를 만드는 지를 배우고, 미래의 운동과 관련된 직업에 종 사하기 위한 호기심을 가지게 된다고 하였고, Niles와 Harris-Bowlsby(2002)는 중학생들에게 주어지는 경험의 가치는 미래의 21세기에는 아 주 중요하다고 하였다. 이렇듯 운동선수들은 단지 운동종목의 기술만을 팬들에게 보여주는 것이 아니라 그들의 생활, 행동, 표현, 경험들 에 청소년들이나 팬들은 눈과 귀를 기울인다. 프로선수들에게 운동의 기술과 성적만이 그들 의 전부가 아니라 다방면의 역할이 주어진다는 것이다. 따라서 운동선수들은 자신들의 삶의 질의 향상을 위해 올바른 여가에 대한 이해와 여가활동 참여에 대한 동기부여는 매우 중요하 다고 할 수 있다. 그들의 선택에 의한 여가활 동 참여가 행복과 삶의 질을 높이는 촉진요인 이 될 수 있으므로 운동선수들의 특수성을 고 려하여 연구결과를 토대로 선행연구와 비교․ 분석하여 종합적인 해석과 견해를 논의하고자 한다.

1. 인구통계학적 특성별 심리적 행복감의 차이 성별 심리적 행복감에서 부분적으로 유의한 차이가 나타났고, 여자선수들이 남자선수들보 다 높은 심리적 행복감을 보였다. 이러한 연구 결과는 강성일(2010)과 김두길(2011)의 연구와 일치하고 있으나 일반인 대상의 다양한 집단을 연구한 선행연구(김기설, 2012; 손현호, 2010;

이경록, 2012; 이경주, 강은영, 2010; 이재주,

2011)에서는 본 연구 결과와 상반되는 남자가

여자보다 심리적 행복감이 높게 나타났다. 여 가활동이란 자신이 좋아하는 것, 관심이 있는 것을 하는 활동이다(瀬沼勝彦, 2005). 직업적으 로 신체적인 훈련에 과도하게 노출되어 있는 프로선수들은 여가활동에 대한 관심이 동적활 동인 적극적인 여가활동보다는 휴식적인 측면 의 정적활동인 소극적인 여가활동에 더 많은 관심을 기울이며 이는 여자선수들이 더 심리적 행복감을 갖게 된다. 반면, 일반인들은 사무실 에서 정적인 일에 노출되어 있으므로 신체활동 이 많은 동적인 여가활동을 남자들이 더 선호 하고 심리적 행복감도 높다고 할 수 있다. 일 반인들과 프로선수들은 직업적인 면에서의 서 로 다른 특성차이가 선행연구와 상반되는 결과 를 도출하였다고 할 수 있다.

선수경력별 심리적 행복감의 차이 검증결과 는 몰입 변인에서 선수경력이 비교적 적은 선 수들이 경력이 많은 선수들에 비해 심리적 행 복감이 더 높은 반면, 선수경력이 많은 선수들 은 선수경력이 적은 선수들에 비해 쾌락적 즐 거움 변인에서 심리적 행복감이 더 높게 나타 났다. 이는 배선원(2012), 이경록(2012), 이재주

(2010) 등의 연구결과와 일치하고 있다. 운동선

수 경력이 적은 선수는 경력이 많은 선수보다 젊고, 시대의 변화에 따라 젊은 선수들은 다양 한 여가활동을 쉽게 접근하여 성취감을 추구하 므로 심리적인 행복감 하위변인 몰입감이 높게 나타난 것으로 보인다. 그리고 선수경력이 많 은 선수들은 여가활동을 통해 정서적 안정을 찾고, 심리적인 즐거움을 통해 여유 있는 삶의 활력을 되찾는다고 보여 진다.

여가활동 참여유형별 심리적 행복감의 차이 에서는 5%의 유의수준에서 유의한 차이를 보 였다. 본 연구의 결과는 일반인을 대상으로 한 선행연구들과 부분적으로 다른 결과를 나타내 고 있다. 운동선수들, 특히 프로선수들은 일반

인들과 다르게 직업 특성상 적극적인 여가활동 을 추구하기보다는 스포츠 외적인 소극적인 여 가활동에 더 참여하는 편이라고 할 수 있다.

국가대표선수를 대상으로 연구한 임정숙

(2000)과 최태웅(2002)은 여가활동 유형 중 취

미, 교양, 관람, 감상부문이 가장 높게 나타났 는데, 이는 본 연구의 결과와 일치하고 있다. 프로선수 집단은 성적에 따른 선수생활의 부담 감으로 인한 여가제약을 더 크게 느낀다(임정

숙, 2000). 그러므로 여가활동 참여 자체가 신

체적, 사회적, 정서적인 면에서 긍정적이고, 정 서적인 면이 높아짐에 따라 능동적이고 활동적 인 여가생활을 즐길 수 있다(Alexandris, Kouthouris, & Girgolas, 2007).

이와 같은 선행연구와 맥을 같이하여, 과도 한 훈련으로 인한 체력 부족과 시간 부족은 여 가활동에 대한 동기가 부여되지 않는다는 점을 고려하여 프로선수들이 손쉽게 접근할 수 있는 여가프로그램과 장소가 제공되어야 할 것이다.

2. 여가태도와 심리적 행복감의 관계

‘여가태도는 심리적 행복감에 어떠한 영향을 미칠 것인가’에 대한 결과에서 프로선수의 여가 태도 하위변인 중 정서적 태도를 제외한 인지적 태도와 행동적 태도가 심리적 행복감 모든 하위 변인에 1%의 유의수준에서 유의한 영향을 미치 는 것으로 나타났다. 이와 같은 검증결과는 지 금까지 심리적 행복감과 관련하여 제시된 선행 연구(김준희, 이무연, 2009; 박인실, 김영환 2011;

Netz, Wu, Becker, & Tenenbaum, 2005)와 부 분적으로 일치한다. 김준희와 이무연(2009)은 인 지적 측면과 행동적 측면이 동시적으로 작용할 때 심리적 행복감에 가까워질 수 있다는 연구결 과를 나타냈다.

전형상(2007), 송홍락(2009)은 최근 여가활동

참여와 여가만족 관계를 규명하는 연구에서 여 가태도가 높을수록 만족도와 몰입은 높아진다고

하였다. 西川千登世, 渋谷昌三(2010)는 자신의 시간을 대하는 태도와 심리적 웰빙의 관계의 연 구에서 자유롭게 활용하는 시간을 어떻게 만들 어내고, 자기 자신을 위한 시간(self-owned-time:

SOT)에 대한 태도를 측정한 후, 여가시간에 자 신이 좋아하는 것과 관심이 있는 것에 대해 SOT의 태도를 갖는다면 이는 심리적 웰빙에 긍 정적인 영향을 준다고 하였다. 본 연구에서도 여가태도 하위변인 인지적 태도와 행동적 태도 가 심리적 행복감의 하위변인에 유의한 영향이 있다고 나타난 것으로 보아 프로선수들은 과도 한 신체훈련이나 경쟁스트레스로부터 벗어나려 는 자아개선의 인지적 측면을 더 선호하는 것이 라 할 수 있다.

결론적으로 여가태도가 높다는 것은 여가활 동에 적극성을 보이고 있는 것이다. 이러한 태 도가 다양한 여가활동을 실시하게 하여 자기발 전과 존재감, 자아표현을 완성하게 되는 것으 로 볼 수 있다. 프로선수들의 삶의 질 향상을 위해서 다양한 여가활동을 유도하고, 여가태도 를 높이는 방안을 모색하여 프로선수들에게 현 실적으로 직면하고 있는 성적에 대한 압박감과 심리적, 사회적 스트레스 해소 방안을 제시하 여 선수로서 최상의 운동수행과 생활안정을 도 모할 필요가 있다.

3. 여가정체성과 심리적 행복감의 관계

‘여가정체성은 심리적 행복감에 어떠한 영향 을 미칠 것인가’에 대한 검증결과에서 프로선 수의 여가정체성은 심리적 행복감의 모든 하위 변인에 1%의 유의수준에서 유의한 영향을 미 치는 것으로 나타났다. 이와 같은 검증결과는 지금까지 심리적 행복감과 관련한 선행연구(김 진성, 추종호, 김세환, 2013; 이혜경, 2008)를 부 분적으로 지지하고 있다. 특히 이재주와 김준

희(2011)는 여가정체성의 하위변인 동일시와

정서적 애착이 심리적 행복감 하위변인 즐거움

에 영향을 미치는 것으로 나타났고, 존중감은 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 프로선 수들은 특수한 환경에서 오랜 기간 단체생활, 혹은 숙소생활을 하였기 때문에 개인의 범주를 넘어선 다른 조직이나 집단에 대한 동일시가 대상의 매력이 될 수 있다. 또한, 프로선수들에 게 특정집단에 대한 소속감과 일체감을 지각하 는 사회적 관계는 아주 중요한 요소라고 할 수 있다. 특히 경험이 적은 운동선수들에게 일반 사회인들과 동일시되는 친밀한 인간관계를 통 해 얻어지는 이익은 사회적 교류를 통한 행복 감으로 작용할 뿐만 아니라 이런 사회적 지지 를 통해 자신의 존재에 대해 가치를 부여하고 자신을 긍정적으로 이해할 수 있는 기회를 가 지게 된다. 즉, 프로선수들에게 동일시가 크게 작용할수록 쾌락적인 즐거움이 크다는 것으로 보인다.

정서적 애착이 심리적 행복감에 영향을 미친 다는 본 연구결과는 박유진(2002), 이병유, 황

향희(2008), 그리고 표종현, 이근모, 장승현

(2011), Branscombe와 Wann(1994)의 연구와 Hassmen, Koovula, & Uutela(2000)의 연구결 과와 일치하고 있다. Heo와 Lee(2010)는 낙관 주의 태도 성향은 심리적인 행복을 촉진시키는 완고한 개인의 차이이기 때문에 감성적인 애착 과 낙관주의 태도의 관계는 중요하게 기여한 다. 반면에 송은주와 김정자(2007)는 여가정체 성 하위변인 정서적 애착이 심리적 웰빙에 영 향을 미치지 않는 것으로 나타났고, 도무환

(2009)은 정서적 애착은 행복감에 부정적 영향

을 미치는 것으로 나타났다. 이는 과도한 훈련 에 노출되어 있는 선수들은 여가활동에 대한 신체적인 활동의 스포츠를 하는 것보다는 다른 사회적인 측면, 즉 정서적으로 애착을 가질 수 있는 특성을 긍정적으로 받아들일수 있는 여가 활동에 참여할 가능성이 높다고 할 수 있다.

마지막으로 여가정체성의 하위변인 존중감은 심리적 행복감의 하위변인 자아실현감과 쾌락

적 즐거움변인에는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났지만 자신감과 몰입감 변인에는 1%의 유의수준에서 유의한 영향을 미치는 것 으로 나타났다. 마스터즈 수영선수의 여가 정 체성 하위변인 동일시와 존중감이 심리적 웰빙 에 긍정적인 영향을 미친다는 연구결과(윤대현,

김진성, 2009)는 본 연구결과를 부분적으로 지

지하고 있다.

프로선수들은 직업적으로 자신의 특성을 노 출하고 다른 사람들에 의해 평가를 받는 공인 이라고 할 수 있다. 그들은 직업적인 운동 이 외의 여가활동에 참여하여 여가활동 중에는

‘최고’를 추구하기보다는 소속감과 사회적 교류 를 가질 수 있는 요인에 몰입하여 스트레스를 해소하고 재충전의 기회를 가지려고 한다.

따라서 여가정체성은 심리적 행복감에 긍정 적인 영향을 미친다는 결과와 같은 견해를 바 탕으로 하여 프로선수들에게 여가활동의 참여 를 적극적으로 유도하고 바람직한 여가선용을 위한 요인으로 기대할 수 있다. 또한, 여가활동 에 참여한 조직에 대한 자신의 역할과 자아표 현, 그리고 존재감을 가짐으로서 심리적 행복 감을 높일 수 있다.

이상과 같은 결과에서 볼 수 있듯이 프로선 수들에게 여가에 대한 인식제고와 긍정적이고 올바른 여가 교육을 통한 여가활동 동기부여가 요구된다. 운동선수의 팀을 운영하고 있는 회 사나 각 대한체육회 산하 협회와 연맹, 그리고 지방자치 단체와 정부에서는 프로선수들에게 맞는 여가 프로그램을 개발하여 시간과 체력이 부족한 프로선수들에게 여가프로그램을 손쉽게 활용할 수 있도록 여가시설과 장소를 제공하여 올바른 여가태도와 여가정체성 인식을 위한 여 가교육이 이루어져야 할 것이다. 또한, 프로선 수들이 여가에 부여하는 기대와 중요성을 인식 하여 개인의 건강증진과 올바른 여가생활을 통 해 신체·심리적으로 행복을 추구하여 삶의 질 을 향상시키고, 프로선수로서의 가치 있는 선

수생활을 영위함과 경기력 향상을 위한 심리 적, 신체적으로 안정된 휴식과 부정적인 요인 들을 해소하는 측면에서 정책적, 재정적으로 건전하고 진취적인 여가활동 참여를 권장하고 지원하여야 할 것이라 판단된다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 프로선수들의 여가활동참여에 대 한 긍정적인 가치를 높이고 여가태도와 여가정 체성에 대한 올바른 인식을 강구하여 윤택한 삶과 동시에 우수한 경기력 향상 방안을 제시 하는데 다음과 같은 결론을 얻었다.

첫째, 프로선수의 인구통계학적 특성별 심리 적 행복감에서 유의한 차이가 나타났다.

둘째, 프로선수의 여가태도가 심리적 행복감 에 미치는 영향에서는 여가태도는 부분적으로 1%와 5% 유의수준에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

셋째, 프로선수의 여가정체성이 심리적 행복 감에 미치는 영향에서는 여가정체성의 하위변 인 중 유일하게 존중감은 몰입감과 쾌락적 즐 거움에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나 타났고, 이를 제외한 모든 변인들은 심리적 행 복감에 1% 유의수준에서 유의한 영향을 미치 는 것으로 나타났다.

이상의 결론을 종합하면 프로선수들에게 여 가활동에 대한 적극적인 여가태도의 인식 방안 을 강구하고, 직업인 프로스포츠 이외의 여가 활동에 손쉽게 접근할 수 있는 기회와 프로그 램을 제공하여 여가정체성이 확보된다면, 결과 적으로 심리적 행복감에 긍정적인 효과를 나타 내어 향후 그들의 직업적인 방해요소들에서 벗 어나 최상의 경기력 향상과 생활환경에 맞는 여가활동을 유지시킬 수 있는 원동력이 될 수 있을 것이다.

본 연구의 결과와 논의를 근거로 후속연구와

스포츠 현장에서의 정책 개발을 위한 몇 가지 고려할 사항을 제시하고자 한다.

첫째, 본 연구에서 사용된 조사도구는 일반 인을 대상으로 사용된 설문지로써 운동선수들 에 맞게 수정, 보완되어 사용하였다. 여가태도 나 여가정체성 측정의 경우 신뢰할 수 있는 계 수가 도출되기는 하였으나 프로스포츠를 직업 으로 하는 운동선수의 특성에 다각도로 검증할 수 있는 보다 세밀한 조사도구 척도의 개발이 선행되어야 할 것이다.

또한, 프로선수의 여가태도와 여가정체성은 양적․질적 측정이 가능한 변인들이다. 프로선 수라는 직업의 특성상 다른 일반인들과는 다른 상황에서의 생활 패턴과 승부세계의 냉철함을 함축한 그들의 여가에 관련한 태도와 정체성을 질적 분석을 통하여 끌어 낼 수 있으므로 향후 연구에서는 질적 연구 방법으로 프로선수들의 여가세계를 심도 있게 분석하는 후속연구가 이 루어져야 할 것이다.

둘째, 본 연구에서 설정한 변인 이외에 프로 선수의 삶의 질, 여가에 대한 만족, 조직몰입, 응집력 등의 변인을 추가하여 좀 더 세분화된 변인간의 영향력 관계를 검증하여 프로선수들 이 여가를 긍정적으로 인식하는데 매우 중요한 요인임을 규명하는 폭넓은 후속연구가 이루어 져야 할 것이다.

셋째, 여가를 통해 형성되는 정체성이 개인 의 자아 존중감에 중요한 위치를 차지할 수 있 으므로 특히 남자 프로선수들의 여가를 위한 교육 프로그램과 적극적인 여가활동을 유도하 여야 할 것이다. 프로선수들의 적극적 여가활 동 인식과 태도를 높이기 위해 직업으로 활동 하는 프로스포츠종목과 다른 여가활동 프로그 램을 손쉽게 접근할 수 있는 여가장소가 제공 되어야 하고 정부차원의 폭넓은 중장기 정책이 수립되어 내실 있는 정책적인 지원이 선행되어 야 할 것이다.

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