여고생의 여가태도, 신체활동 관련 사회환경적 요인, 여가라이프스타일 간의 관계

Ⅰ. 서론

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집방법

비확률 표본추출법 중 편의표본 추출법을 활용하여 B 지역 S 여고에서 연구 대상을 선정하였다. 설문 조사는 교사가 수행하였으며, 교사는 설문지 작성법을 설명 하였다. 배포된 1,100부의 설문지 중 불성실한 응답 자료로 판단되거나 조사내용 중 일부 누락된 자료를 제외한 1,066부의 설문지를 분석에 활용하였다. 자료분석은 SPSS 18.0 프로그램을 사용하여 기술분석, 확인적 요인분석, 상관관계분석, 그리고 다중회귀분석을 행하였다. 연구대상자의 일반적 특성은 <Table 1>과 같다.

Table 1.

Characteristics of Study Participants

2. 연구도구

본 연구 설문지의 구성은 인구통계학적 특성 6문항(나이, 키, 몸무게, 아버지 학력, 어머니 학력, 가계수입, 가족총수), 여가라이프스타일 21문항(여가무기력성, 가족중심성, 감각추구성, 관계중심성, 합리적계획성, 일 중심성), 여가태도 12문항(인지적, 정의적, 행동적 신체적 여가태도), PASEV 6문항(시설, 경제, 가족, 친구, 시간, 롤 모델)으로 총 45문항으로 구성되어 있다.

여가라이프스타일 척도는 Sohn, Oh, Woo(2010)의 설문지를 기초로 Choi, Choi, Lee(2014)가 개발한 설문지를 사용하였다. 설문지는 총 21문항으로 구성되어 있으며, 5점 리커드 척도(1=전혀 아니다, 5=매우 그렇다)로 구성되어 있다. 여가라이프스타일 척도는 여가무기력성, 가족중심성, 감각추구성, 관계중심성, 합리적계획성, 일중심성의 6개의 요인을 측정하도록 구성되어 있다.

개념타당도를 검증하기 위해, 주성분분석 중 Varimax 회전법을 사용한 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis)을 실시하였다. 요인분석 결과, 6개 문항(‘여가활동을 꾸준히 하는 편이다’, ‘가족과 함께하는 여가활동이 없다’, ‘주말에 가족과 함께 시간을 보내야 한다고 생각한다’, ‘혼자하는 여가활동을 좋아한다’, ‘한계를 도전해보다는 여가를 선택하는 편이다’, ‘여가활동을 통해 인간관계를 넓히는 것이 중요하다’)의 요인 적재량이 .50이하 혹은 중복 적재량을 나타내 제외시켰다. 15개의 문항으로 요인분석을 재실시한 결과, 가족중심성을 제외한 5개(합리적계획성, 감각추구성, 여가무기력성, 일중심성, 관계중심성)의 요인이 산출되었다. 요인적재량은 .701에서 .922, KMO값은 .780, Bartlett의 구형성 검증은 유의한 것으로 나와 요인분석의 결과는 적합한 것으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, 관계중심성 여가라이프스타일(Chronbach’s α값 .619)을 제외한 모든 요인들에 있어서 Chronbach’s α값 .724 이상의 적합한 신뢰도 값을 나타냈다(Nunnally, 1978). 관계중심 여가라이프스타일의 Chronbach’s α값이 다소 낮은 관계로 관계중심 문항에 대하여 문항간 상관계수 평균값을 살펴보았다. 문항간 상관계수의 평균값은 r=.448로 나타나 관계중심 여가라이프스타일 요인의 신뢰도는 적합한 것으로 나타났다(Clark & Watson, 1995). 따라서, 본 연구에서는 관계중심성, 합리적계획성, 감각추구성, 여가무기력성, 일중심성의 5개의 요인을 여가라이프스타일 요인으로 설정하고 분석에 활용하였다. 여가라이프스타일 문항의 요인분석과 신뢰도 분석 결과는 <table 2>에 정리되어 있다.

Table 2.

Factor analysis and reliability analysis of leisure lifestyle items

여가태도를 측정하기 위해, Ragheb와 Beard(1982)가 개발하고, Kang(2003)가 번안한 여가태도 척도를 사용하였다. 여가태도 문항은 정의적, 인지적, 행동적 여가태도 각 4개의 문항으로 구성되어 있으며, 총 12개의 리커드 5점 척도 문항(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)으로 구성되어 있다. 주성분분석 중 Varimax 회전법을 사용한 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis)을 실시하였고, 신뢰도는 Cronbach’s α를 사용하였다.

요인 분석 결과, 선행연구(Kang, 2003)와 달리 2개의 요인으로 요인화가 이루어졌다. 문항내용을 분석한 결과, 인지적 여가태도, 정의적 여가태도가 하나의 요인으로 요인화 되었으며, 행동적 여가태도가 하나의 요인으로 요인화 되었다. 이에 각각 인지정의적 여가태도(Cognitive Affective Leisure Attitude, CALA 이하), 행동적 여가태도(Behavioral Leisure Attitude, BLA 이하)로 칭하였다. 2개 요인의 요인적재량은 .655에서 .870으로 분포되었으며, KMO값은 .940, Bartlett의 구형성 검증은 유의한 것으로 나와 요인분석의 결과는 적합한 것으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, CALA의 Cronbach’s α값은 .965, BLA의 Cronbach’s α값은 .949로 나타났으며, 요인의 신뢰도는 적합한 것으로 나타났다. 여가태도문항의 요인분석과 신뢰도 분석 결과는 <Table 3>에 정리되어 있다.

Table 3.

Factor analysis and reliability analysis of leisure attitudes

본 연구에서 PASEV를 측정하기 위해 선행연구를 바탕으로 여섯 가지 요인을 선정하였다. 여섯 가지 요인은 친구, 부모, 시설의 접근성, 경제력, 시간, 롤 모델로 요약제시 될 수 있다. PASEV 문항은 5점 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 구성되어 있다. 주성분분석 중 Varimax 회전법을 사용한 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis)을 실시하였고, 신뢰도는 Cronbach’s α와 문항간 상관계수의 평균값을 사용하였다. 요인분석결과 PASEV문항들은 하나의 요인으로 요인화가 이루어졌다. 요인의 적재량은 .595에서 .728로 분포되었으며, KMO값은 .780, Bartlett의 구형성 검증은 유의한 것으로 나와 요인분석의 결과는 적합한 것으로 나타났다. 신뢰도 분석결과 Chronbach’s α값은 .694로 다소 낮은 것으로 나타났다. 이에 문항 간 상관계수 평균값을 살펴보았다. 문항 간 상관계수의 평균값은 r=.280로 나타나 요인의 신뢰도는 적합한 것으로 나타났다(Clark & Watson, 1995). PASEV의 요인분석결과와 신뢰도 값은 <Table 4>에 정리되어 있다.

Table 4.

Factor analysis and reliability analysis of physical activity-related social environmental variables

Ⅲ. 결과

1. 여고생의 여가태도, PASEV, 여가라이프스타일 간의 관계

탐색적 요인분석 후, 여고생의 여가태도, PASEV, 여가라이프스타일 간의 관계의 방향성과 관계성을 확인하기 위하여 Pearson의 상관계수를 살펴보았다. 상관관계 분석에는 사회적환경적요인의 세부 문항도 포함시켰다. 왜냐하면 세부문항(micro-system) 간의 상관관계를 통해 meso-system의 존재나 관계에 대한 이해가 가능할 것이기 때문이다. 사회환경적요인의 세부문항은 신체활동을 위한 친구, 경제력, 가족멤버, 시설의 접근성, 시간, 롤 모델이다. 상관관계의 결과는 <Table 5>에 제시되어 있다.

Table 5.

Correlation Analysis of Variables

합리적계획 여가라이프스타일은 여가무기력과는 부적인 유의미한 상관관계를 그 외 모든 변인들과는 정적인 유의미한 상관관계를 나타냈다. 감각추구 여가라이프스타일 역시 여가무기력과는 부적인 유의미한 상관관계를 그 외 모든 변인들과는 정적인 유의미한 상관관계를 나타냈다. 여가무기력은 일 중심성 여가라이프스타일, 감각추구 여가라이프스타일, 합리적계획 여가라이프스타일과 정적인 상관관계를 나타냈으며, 관계중심 여가라이프스타일과 인지된 시간 변인을 제외한, 나머지 변인과는 부적인 유의미한 상관관계를 나타냈다.

일 중심 여가라이프스타일은 모든 여가라이프스타일, 행동적 여가태도, 롤 모델과 정적인 유의미한 상관관계를 나타냈으며, 인지된 시간과는 유의미한 부적인 상관관계를 나타냈다.

관계중심 여가라이프스타일은 일 중심 여가라이프스타일은 제외한 모든 변인들과 유의미한 정적인 상관관계를 나타냈다. CALA는 여가무기력과는 부적인 유의미한 상관관계를 나타냈으며, 일 중심 여가라이프스타일, 친구, 인지된 시간 요인을 제외한 모든 변인들과 유의미한 정적인 상관관계를 나타냈다. 행동적 여가태도는 여가 무기력과는 부적인 유의미한 상관관계를 그 외 모든 변인들과는 정적인 상관관계를 나타냈다. PASEV는 여가무기력과는 부적인 상관관계를 일 중심 여가라이프스타일를 제외한 모든 변인들과는 정적인 상관관계를 나타냈다. 신체활동 관련 시설 변인, 경제 변인, 가족 변인은 PASEV와 같은 상관관계를 보였다. 신체활동관련 친구 변인은 여가무기력과는 부적인 상관관계를 일 중심 여가라이프스타일과 CALA를 제외한 모든 변인들과 유의미한 정적인 상관관계를 나타냈다. 인지된 시간 변인은 일 중심성과 부적인 상관관계를 여가무기력과 CALA를 제외한 모든 변인들과 정적인 상관관계를 나타냈다. 신체활동 관련 롤 모델은 여가무기력과 부적인 유의미한 상관관계를 그 외 모든 변인들과는 정적인 상관관계를 나타냈다.

회귀분석에 사용할 모든 요인들 간의 상관계수 값은 .36이하로 나타났으며, 판별타당도나 회귀분석에서의 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다(Kline, 2005). 변인들 간의 상관관계 값 이외에 다중공선성은 회귀분석에서 추가적으로 검증하였다.

2. 여고생의 여가태도와 PASEV가 여가라이프스타일에 미치는 영향

여고생의 여가태도와 PASEV가 여가라이프스타일에 미치는 영향을 살펴보기 위해, CALA, BLA, PASEV를 독립변인으로 각각의 라이프스타일을 종속변인으로 설정한 다중회귀분석을실시하였다. 회귀모형의 적합성을 검증하기 위해, Durbin-Watson 값(2에 가까운 수치 독립성 인정), 다중공선성 공차한계(Multicollinearity Tolerance, .1이상 다중공선성 문제미흡), 다중공선성 분산팽창계수(Multicollinearity Variance Inflation Factor, 5이하 다중공선성 문제미흡)를 살펴보았으며(Berry, 1993), 부적합한 회귀모형은 발견되지 않았다<Table 6 참조>. 회귀분석결과, 합리적 계획 여가라이프스타일은 PASEV에 유의미한 정적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 감각추구 여가라이프스타일은 BLA, PASEV 순으로 정적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 여가무기력은 CALA, PASEV 순으로 부적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 일 중심 여가라이프스타일은 CALA에는 부적인 영향을 BLA에는 정적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 관계중심성 여가라이프스타일은 PASEV, CALA 순으로 정적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 회귀분석의 결과는 <Table 6>에 정리되어 있다.

Table 6.

Multiple Regression Analysis of Variables

Ⅳ. 논의

본 연구는 여고생을 대상으로 여가태도, PASEV, 여가라이프스타일의 간의 관계를 파악하고, CALA, BLA, PASEV가 여가라이프스타일의 다섯 가지 요인(합리적 계획성, 감각추구, 여가무기력, 일 중심, 관계 중심)에 미치는 영향을 살펴보았다.

여가라이프스타일 변인들의 평균값을 단순 비교하면, 여고생들은 감각추구적이고 관계중심적인 여가생활을 하며, 여가무기력증은 낮은 것으로 나타났다. 기존 연구(Sohn, Oh, & Woo, 2010)에서 밝혀진 가족중심 여가라이프스타일은 본 연구의 요인분석에서 요인화가 이루어지지 않았다. 여고생의 여가라이프스타일에 대한 선행연구가 없는 현실에서, 가족중심 여가라이프스타일 문항의 내용에 근거하여 논의를 제시하면 다음과 같다. 가족중심 여가라이프스타일 문항은 주말에 가족과 함께 시간을 보내는 여부, 가족과 함께하는 여가활동의 유무 등을 물어본다. 국내 여고생은 학교에서 대부분의 시간을 보내며, 학업과 사교육에 의해 꽉 짜인 일상을 보내고 있다. 이러한 국내여고생들이 문항에서 제시하는 가족중심의 여가활동을 향유할 여건은 부족할 것이다. 또한, 대학입시를 눈앞에 두고 있는 자녀에게 가족 모두가 함께하는 여가활동을 조직하거나 강요하는 부모가 많지 않을 것이다. 이에 연구대상의 특성과 경향성을 반영하는 탐색적 요인분석에서 가족중심 여가라이프스타일은 요인화가 이루어지지 않은 것으로 생각한다.

상관관계 분석결과 신체활동을 위한 시설, 경제적 여건, 가족의 지지, 함께할 친구, 인지된 시간, 롤 모델 간에는 정적인 상관관계를 나타냈다. 이것은 사회생태학 모델에서 제시하는 meso-system이 본 연구대상자들에게서 실증적으로 검증된 것이다. 또한 신체활동을 위한 시설, 경제적 여건, 가족의 지지, 함께할 친구, 인지된 시간, 롤 모델은 전반적(42개의 상관관계 중 35(83%)개의 상관관계가 유의함)으로 여가무기력과 일 중심 여가라이프스타일에 유의한 부적인 상관관계를 나타냈으며, 합리적 계획, 감각추구, 관계중심, CALA, BLA에는 정적인 상관관계를 나타냈다. 이러한 상관관계 결과들은 개인의 행동이나 심리는 개인이 직접 접촉하는 micro-system과 관계를 맺는다는 사회생태학 모델의 개념을 지지하는 것이다. 또한, 여가태도와 여가라이프스타일에 있어 신체활동 관련 micro-system의 관계가 실증적으로 증명된 것이다. 특히 환경이 통제된 실험연구가 아닌 사회과학 설문지연구에서 80% 이상의 변인들에게서 유의한 관계가 나타난 것은 주목할 만하다.

추천되고 선호되어야할 여가라이프스타일은 무엇인가? 적극적이고 활동적인 여가활동은 소극적이고 수동적인 여가활동에 비해 긍정적인 여가경험을 여가참가자들에 제공한다(Choi & Lee, 2005). 또한 적극적인 여가활동은 자아존중감, 자기효능감, 심리적 행복감에 정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다(Kim & Lee, 2005). 반면 무기력한 여가생활을 하는 사람은 권태감이나 우울감을 여가활동 중에 많이 느끼고, 행복감은 낮게 느끼는 것으로 보고되고 있다(Sohn, Oh, & Woo, 2010). 또한 여가무기력증은 자아존중감, 삶의 질, 여가만족에 부정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀지고 있다(Sohn, Oh, & Woo, 2010). 이러한 선행 연구들은 계획되고(합리적계획), 적극적이며(감각추구), 사회관계(관계지향)를 돈독히 하는 여가라이프 스타일을 지향해야 하며, 여가를 무기력(여가무기력)하게 받아들이고 일에 얽매여(일중심) 여가를 온전히 즐기지 못하는 여가라이프 스타일은 지양해야 한다고 말한다.

본 연구의 회귀분석 결과 높은 수준의 CALA와 BLA는 계획되고(합리적 계획 여가라이프스타일), 적극적이며(감각추구 여가라이프스타일), 사회관계(관계지향 여가라이프스타일)를 돈독히 하는 여가라이프스타일을 촉진 시킨다고 밝히고 있다. 반면, 높은 수준의 CALA와 BLA는 여가를 무기력(여가무기력)하게 받아들이며 일에 얽매여 여가를 온전히 즐기지 못하는 여가라이프스타일(일 중심 여가라이프스타일)을 억제 시킨다고 밝히고 있다. 이것은 긍정적인 여가태도가 긍정적인 여가라이프스타일을 만드는 기전으로 작용할 수 있음을 나타내며, 이러한 측면을 반영한 정책이나 교육설계가 이루어져야 할 것이다.

흥미로운 점은, BLA가 일 중심 여가라이프스타일에 정적인 영향을 미쳤다는 것이다. BLA 문항을 살펴보면, ‘여건이 허락한다면, 신체적 여가활동참여가 용이한 환경에 살거나 참여시간을 늘린 것인가’라고 묻고 있다. 여기에서 ‘여건이 허락한다’는 가정적인 물음은 일 중심의 삶을 현재 살고 있는 여고생에게 더욱 부합하는 질문이며, BLA를 실천하지 못하는 연구대상자에게 적합한 문항일 것이다. 미래 여가연구는 가정적인 물음을 제거한 문항으로 연구를 수행할 필요가 있으며, 이를 통해 BLA가 일 중심 여가라이프스타일에 미치는 영향을 살펴볼 필요가 있을 것이다.

회귀분석 결과 PASEV는 계획되고, 적극적이며, 사회관계를 돈독히 하는 여가라이프스타일을 촉진시키고 여가무기력증은 억제 시키는 역할을 한다고 나타났다. PASEV의 문항은 시설, 가족 및 친구의 지지, 경제적 여건, 인지된 시간, 롤 모델로 구성되어 있으며, 이러한 문항들은 상관관계분석결과 PASEV에 모두 최소 r=.59 이상의 유의한 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이것은 여고생이 긍정적인 여가경험을 가지기 위해서는 전방위적인 사회환경적 요인의 지지가 필요하다는 것을 의미한다. 이를 위한 몇 가지 실천적 전략을 제안하면 다음과 같다.

첫째, 여가활동을 위한 인지된 시간의 증진이 필요하다. 이때 인지된 시간은 여가활동을 위한 여가 시간이 어느 정도 인가와 같은 양적 시간뿐만 아니라, 여가활동의 필요성을 인지하고 여가활동에 자신의 시간을 투자하고자 하는 신념과 연관된다. 즉 학교 현장이나 가정에서 여가활동의 중요성과 효용성을 강조한다면, 여가활동을 위한 인지된 시간은 늘어날 수 있다. 둘째, 가족의 지지나 친구의 지지가 중요한 사회 환경적 요인으로 밝혀졌다. 이것은 여가프로그램을 디자인하는데 있어 부모나 가족 또는 친구와 함께 할 수 있는 여가프로그램이 디자인되고 제공될 필요가 있음을 나타낸다. 셋째, 여고생의 부모나 가족 또는 여가프로그램 지도자들은 자신들이 여가활동의 롤 모델이 될 수 있다는 것을 인식해야 할 것이다. 또한 본 연구에서 밝혀진 긍정적 여가 모델링과 긍정적 여가라이프스타일 간의 유의한 관계를 인지해야 할 것이다. 이러한 인식을 통해, 여고생들에게 여가라이프스타일에 대한 긍정적인 역할 학습이 부모와 여가지도자에 의해 이루어 질수 있도록 해야 할 것이다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구를 통해, 여고생의 여가태도와 PASEV는 여고생의 긍정적 여가라이프스타일과 관련이 있다는 것을 알았다. 국내 여가연구에 있어 여고생 대상 여가라이프스타일 연구가 제한적인 것을 고려할 때 본 연구결과는 미래 여고생 대상 여가라이프스타일 연구의 기초자료가 될 것이다. 또한 국내 여가관련 연구는 여가라이프스타일이 마켓 세분화(Cha, Jeong, & Kim, 2012), 문화 예술 소비(Lee & Park, 2016), 여가행태(Oh, Kim, & Park, 2016)등에 미치는 영향을 살펴보았다. 본 연구는 여가라이프 스타일에 영향을 미치는 변인을 연구한 것으로 여가라이프스타일 연구의 새로운 방향을 제시할 수 있을 것이다. 나아가 미래 여가관련 연구는 보다 다양한 여가라이프스타일 선행변인들을 검증하고, 여가라이프스타일에 대한 다각적이고 심층적인 이해를 도모하여야 할 것이다.

본 연구의 신체활동관련 롤 모델은 특히 모든 변인들과 유의미한 상관관계를 드러냈다. 이것은 신체활동관련 롤 모델의 중요성을 나타낸다. 여가관련 연구에서 롤 모델에 관한 연구는 제한적이며, 미래 여가연구에서 롤 모델에 관한 보다 심층적인 연구가 이루어질 필요가 있을 것이다.

본 연구에서 사용된 PASEV변인 이외에 다양한 PASEV 변인이 있을 수 있다. 제한된 PASEV 요인만을 살핀 본 연구의 결과는 일반화 시키는데 주의가 요구된다. 나아가 PASEV 변인 이외에 다양한 사회환경적 요인들이 여가라이프스타일에 영향을 미칠 수 있다. 미래 여가연구에서 보다 다양한 사회환경적 요인을 적용할 필요가 있다.

본 연구의 목적은 실태조사가 아닌 변인들 간의 관계를 실증적으로 제시하는 것이다. 하지만 한 곳의 고등학교에서 샘플링이 이루어진 점은 일반화의 문제를 야기할 수 있다. 미래 후속연구에서는 다양한 지역의 여고생을 대상으로 연구가 진행되어, 연구의 일반성을 확보할 필요가 있다.

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