메타분석을 통한 여가제약협상의 효과성 분석
Abstract
The purpose of this study is to investigate empirically the effect of leisure constraint negotiation through meta–analysis. For the analysis of data, 18 studies using leisure constraint negotiation were selected and analyzed through CMA2 (Comprehensive Meta Analysis). The results of the study are as follows. First, the total effect size of leisure bargaining negotiation was measured at a high level. In the sub-factor, strength adjustment showed the highest correlation effect size, and energy charge, aspiration, time, companion, technology, Respectively. Second, the effect size of sports was larger than that of non - sport. Third, meta - regression analysis showed that the positive effect on the size of the leisure bargaining constraint was affected by the proportion of males. Based on the results of this study, it is meaningful to provide basic data for the application of leisure constraints negotiation.
Keywords:
leisure constraint negotiation, meta-analysis, effect size키워드:
여가제약협상, 메타분석, 효과크기Ⅰ. 서론
1. 연구의 필요성
여가는 삶을 영위하는데 있어 필수적인 요인으로 자리 잡고 있다. 이에 스포츠, 음악, 미술 등 다양한 형태의 여가를 통해 대중들은 삶의 질을 향상시키기 위한 노력을 기울이고 있다. 또한 오늘날 여가에 참여하는 이들의 경우 단순한 참여를 넘어 적극적인 참여를 통한 만족과 즐거움을 얻는 양상을 보이고 있다(황선환, 이문진, 2013). 하지만 이처럼 여가를 즐기는데 있어 자유롭게 참여하고자 하는 의지와는 반대로 여러 제약이 발생하기 마련이고, Jackson(1988)은 여가활동에 대한 방해 요소들을 여가제약이란 개념으로 설명하였다.
여가제약은 흔히 여가를 즐기는 것을 방해하는 요인으로 여가참여에 대한 주요 변수로 알려져 왔는데, 90년대 초반 여가제약협상이라는 개념이 형성됨에 따라 협상을 통해 극복할 수 있는 요인으로 발전되었다(Nadirova & Jackson, 2000). 특히 Crawford, Jackson & Godbey(1991)의 경우 여가활동을 하는 것은 이를 억제하는 제약을 넘어 협상을 통해 결정될 수 있다고 밝혔다. 이에 Jackson & Rucks(1995)는 여가제약협상에 대한 하위요인으로 시간 관리협상, 기술습득협상, 대인관계협상, 금전 협상, 신체건강회복 협상 등으로 구분한바 있다. 즉, 사람들은 금전, 시간, 대인 등 여가제약의 상황에 직면할 때 여가활동을 포기하기보다는 이를 극복하여 지속적으로 참여에 대한 노력을 한다고 볼 수 있다(김경식, 황선환, 원도연, 2008). 이를 통해 여가제약협상이란 여가활동 참여 시 미비한 기술, 금전, 건강 등 직면할 수 있는 여러 여가제약을 극복하고, 여가활동 참여를 위한 노력의 과정이라 할 수 있다.
특히 한국의 경우 학업 혹은 과중된 업무로 인해 여가제약에 상대적으로 노출됨에 따라 여가제약협상과 관련된 연구가 다수 진행되어져 왔다. 가령 위대한 및 김형훈(2013)은 사회인야구참여자들은 제약협상과 진지한 여가와의 관계를 살폈고, 권관배, 여인성 및 김형훈(2013)은 태권도 지도자의 여가제약에 따른 여가협상제약과의 관계를 살핌으로써 여가제약협상의 유효성을 입증하였다. 하지만 이러한 개별적인 선행연구의 결과가 모두 일치하는 것은 아니었다. 예를 들어 피트니스 참여자의 여가협상제약이 진지한 여가에 미치는 영향에 대해 연구한 강희엽, 이철원, 조남흥(2014)의 경우 여가제약협상 하위요인 중 동반자탐색, 비용·시간 관리, 강도조절, 기술습득, 에너지충전, 열망변화가 진지한 여가에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타난 반면 3급 생활체육 지도자 자격검증 시험 연구과정생들을 대상으로 연구를 진행한 황선환, 서희진(2009)은 이들의 여가협상제약 중 동반자탐색, 비용 시간 관리 및 강도조절 만이 진지한 여가에 유의미한 영향을 미친다고 하였다. 이렇게 개별연구에서 다소 결과의 차이가 나는 것은 대상자의 특성, 변인 등 여러 차별성에서 기인한다고 볼 수 있다.
이에 본 연구에서는 이러한 개별연구에서의 한계점을 극복하기 위해 메타분석을 활용하고자 한다. 메타분석은 동일한 변수로 활용된 선행연구들을 총체적으로 정리와 분석을 진행함으로써 통계치를 계량화 하는 작업이라 할 수 있다(Sultan, Farley & Lehmann, 1990). 또한 선행연구의 겨우 그 결과가 다소 차이를 볼 수 있기 때문에 메타분석을 통해 보다 종합적인 고 다각적인 분석을 할 수 있는 장점이 있다(Brockwell & Gordon, 2001). 즉, 여가제약협상과 관련된 선행연구들을 메타분석을 통해 분석한다면 여가제약협상의 총체적인 효과크기를 확인 할 수 있을 것이고, 하위요인 중 어떠한 변수가 가장 높은 영향력이 있는지를 도출할 수 있을 것이다. 또한 조절변수에 따른 여가제약협상의 영향력을 확인함으로써 종합적이고 다각적인 결과를 얻을 수 있을 것이다.
가령 메타분석을 통해 조절변수 중 성별의 비중에 따른 여가제약협상의 영향력을 확인할 수 있다. 강희엽(2014)은 피트니스 참여자의 성별에 따라 여가제약협상에는 차이가 있다고 한 바 있다. 특히 여성보다는 남성이 동반자 탐색, 비용·시간 관리, 강도조절, 에너지 충전 및 열망변화에서 통계적 수준에서 더 높은 여가제약협상이 도출되었다. 또한 정유진(2012)의 연구에서도 남성 스포츠클라이밍 참여자들이 여성참여자보다 여가제약협상 중 열망변화, 비용·시간관리 및 동반자탐색이 높다고 한 바 있다. 즉, 선행연구에서 남성이 여성보다 여가제약협상이 높다고 한가운데 메타분석을 활용한다면 전반적인 경향성을 확인할 수 있을 것이다.
또한 여가제약협상은 사회인야구참여자(위대한, 김형훈, 2013), 피트니스 참여자(강희엽, 이철원, 조남흥, 2014), 동계스포츠참여자(손승범, 김보람, 2014), 직업군인(정유진, 이철원, 남상백, 2012), 공군사관생도(민창기, 유인영, 민병남, 2011) 및 직장여성(백원칠, 송은일, 2010) 등 다양한 분야에서 연구가 진행되어져 왔다. 이중 스포츠에 대한 참여자들은 다른 여가 중에서도 건강함을 추구하기 때문에 그 영향력이 다를 수 있기에 이에 대한 분석이 진행된다면 보다 의미 있는 결과를 얻을 수 있을 것이다.
이를 종합적으로 판단했을 때 현재까지 여가와 관련하여 여가제약협상에 대해 진행한 연구는 다각적으로 이루어졌지만, 그 결과는 종속변수 혹은 연구대상에 따라 다소 상이하게 분석되곤 했다. 이에 본 연구에서는 메타분석을 통해 여가제약협상과 종속변수와의 관계를 종합적으로 고찰해보고자 한다. 또한 여가를 영위하는 데 있어 중요성이 높아지고 있는 여가제약협상을 메타분석을 통해서 분석한다면 그 영향력을 규명함과 동시에 세부적인 결과를 분석할 수 있기에 본 연구의 필요성이 있다.
2. 연구의 목적 및 연구문제
본 연구의 목적은 메타분석을 활용하여 여가제약협상의 효과성에 대해 다각적으로 분석하는 것이다. 이를 통해 여가제약협상이 적용될 수 있는 분야에 기초적인 자료를 제시할 수 있는 것에 그 의의가 있다. 본 연구의 목적을 달성하기 위한 연구 문제는 다음과 같다.
첫째, 여가제약협상의 총 전체 효과크기는 어느 정도인가?
둘째 여가제약협상의 하위요인의 효과크기는 어느 정도 인가?
셋째, 유형에 따른 여가제약협상의 효과크기는 어느 정도인가?
넷째, 남성비율에 따른 여가제약협상의 영향력은 어떠한가?
Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상
본 연구에서는 메타분석을 활용하여 여가제약협상의 효과성을 분석하기 위해 관련된 연구가 국내에서 시작된 2005년 1월년부터 2017년 9월까지 국내에서 출판된 학위논문 및 학술지 논문을 연구대상으로 선정하였다. 학위논문 및 학술지 검색을 위하여 학술연구정보서비스(http://www.riss.kr) 및 한국학술정보(http://kiss.kstudy.com)를 통해 논문을 검색 및 수집하였다. 논문을 수집하기 위해 ‘여가제약’ 및 ‘여가제약협상’, ‘여가협상’ 등의 주제어로 분석에 필요한 논문을 추출하였다. 수집한 결과, 학위논문에서 48 학술지에서 79편 등 총 127편의 논문이 1차적으로 검색되었다. 이러한 과정에서 공개되지 않은 연구와 관련 변인이 부재한 연구가 제한 후 42편의 연구가 2차적으로 정제되었고 이에 대한 절차는 <그림 2>와 같다. 또한 최종분석을 위한 논문을 선정하는 과정에서 본 상관계수가 제시되지 않아 효과크기를 구할 수 없는 연구, 종속변수가 일치되지 않은 연구 및 학술지와 학위논문이 일치하는 연구를 제외하였고, 학술지와 학위논문이 일치하는 논문의 경우 학술지 논문을 중심으로 코딩을 실시하였다. 이와 같은 절차를 통해 최종적으로 학위논문 10편과 학위논문 8편 등 총 18편의 논문을 최종분석대상으로 선정하였다.
연구절차
2. 자료코딩
본 연구에서는 여가협상제약(금전, 기술, 동반자, 시간, 에너지충전, 열망, 강도조절), 종속변수(만족, 수용의도, 전문화, 진지한 여가, 참가의도)의 효과크기, 조절변수(유형 및 남성에 대한 비중), 출판연도, 저자 및 표본수를 중심으로 코딩을 진행했다. 코딩은 1저자와 스포츠레저학 박사 1명이 실시하였다. 만약 코딩 중 상반된 의견이 나올 시 메타분석을 진행한 경험이 있는 교수 1인을 통해 최종합의를 이끌어 냈다.
3. 자료처리
본 연구에서는 여가제약협상에 대한 효과크기를 밝히기 위해 18편의 논문에 대해 코딩을 실시했다. 코딩 항목은 저자, 출판된 연도, 상관계수, 총표본의 수, 학술지 및 학위논문의 여부, 유형 및 남성의 비중 등으로 구성했다. 코딩을 완료한 후에는 메타분석을 위한 통계 프로그램인 CMA2(Comprehensive Meta Analysis)를 통해 메타분석을 실시하였다.
4. 효과크기의 계산
효과크기는 각각의 메타분석을 진행하는 과정에서 분석을 통해 도출된 통계 값이라 할 수 있다(최용성, 김현덕, 2015). 본 연구의 경우 여가제약협상이 어떠한 효과크기를 지니는 지에 대한 연구로 한정지은 상관계수가 제시된 연구들로 한정했다. 이에 상관계수를 Fisher’s z로 변환된 수치는 활용하였다(Borenstein, Hedges, Higgins & Rothstein, 2009).
또한 본 연구의 결과에서 제시하는 메타분석의 효과크기의 경우 Cohen(1977)이 제시한 .10이하일 때 ‘작은 효과크기’, .25의 경우 ‘중간 효과크기’, .40 이상일 시‘큰 효과크기’로 효과크기의 기준점을 설정하였다. 또한 전체효과크기와 각각의 하위요인의 효과크기를 구한 후에는 조절변인(moderator variable)에 따른 여가제약협상의 관계를 탐색했다. 본 연구에서는 조절변인 유형(스포츠, 비스포츠) 및 남성의 비중을 설정했고, 유형의 경우 범주형 변수로, 남성의 비율은 연속형 변수로 코팅하여 메타회귀분석(meta regression)을 진행했다.
Ⅲ. 결과
1. 출판편향 검사
흔히 메타분석을 진행함에 있어 출판편향 검사는 메타분석의 타당성의 기준이 될 수 있다(황성동, 2016). 메타분석을 실시하는 과정에서 앞선 선행 연구들을 수집해야 하는데 앞선 연구들이 왜곡된 표본(biased sample)일 경우 메타분석 시 효과크기가 과대추정(overestimated)될 수 있는 우려가 있다(Borenstein, Hedges, Higgins & Rothstein, 2009). 이에 본 연구의 출판편향 확인하는 일환으로 Egger’s 절편검증(test of intercept)을 확인했고, 이때 회귀절편은 –4.33, 표준오차 4.09, p=.295(2-tailed)로 회귀절편의 유의성이 나타나지 않았다. 또한 전반적인 논문들의 분표를 살펴보기 위해 제시한 X축을 효과크기(Fisher’s z), Y축을 표준오차로 설정한 한 깔때기 도표(funnel plot)는 <그림 3>과 같다.
깔때기 도표(funnel plot)
2. 여가제약협상의 상관효과크기
여가제약협상에 대한 전체효과크기를 산출한 결과 영향력은 높은 수준이었다(ESr=.478(474). 또한 fail-safe N을 통해 여가협상제약의 효과크기를 무효화하기 위해서는 효과크기가 0인 개별 연구가 3896개가 추가되어야 함에 따라 본 연구에서 도출된 효과크기의 강력함이 증명되었고(Borenstein, Hedges, Higgins & Rothastein, 2005), 이에 대한 결과는 <표 1>과 같다.
여가제약협상이 종속변수에 미치는 총 효과크기
여가제약협상의 하위 구성요인인 강도조절, 금전, 기술, 동반자, 시간, 에너지충전, 열망에 대한 분석결과는 <표 2>와 같다. 7개의 하위요인 중 강도조절의 효과크기가 가장 높게 측정되었고(ESr=.520(513), 그 뒤를 이어 에너지충전(ESr=.504(504)), 열망( ESr=.498(489)), 시간(ESr=.495(502)), 동반자(ESr=.470(460)), 기술(ESr=.463(460)) 및 금전(ESr=.445(442))의 순으로 확인되었다. 또한 각각의 요인 간의 상관효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않는 것으로 확인되었다.
여가제약협상의 하위요인에 따른 효과크기
3. 조절변인에 따른 여가제약협상의 효과크기
스포츠 및 비스포츠에 따른 여가협상제약의 효과크기를 확인했고, 이에 대한 결과는 <표 3>과 같다. 분석결과 스포츠와 관련된 여가가 비스포츠와 관련된 여가보다 효과크기가 더 높게 측정되었다(스포츠: ESr=.488, 비스포츠: ESr=.471).
유형에 따른 여가제약협상이 종속변수에 미치는 효과크기(전체)
스포츠 및 비스포츠에 따른 여가협상제약의 하위요인에 따른 효과크기를 확인했고, 이에 대한 결과는 <표 4>와 같다. 분석결과 금전, 기술, 동반자, 열망의 경우 스포츠과 관련된 여가활동의 효과크기가 비스포츠와 관련된 여가활동보다 더 높게 나타났고, 강도조절, 시간, 에너지충전의 경우 비스포츠와 관련된 여가활동이 상대적으로 높게 측정되었다. 이를 세부적으로 살펴보면 강도조절(비스포츠: ESr=.587, 스포츠: ESr=.467), 금전(비스포츠: ESr=.405, 스포츠: ESr=.493), 기술(비스포츠: ESr=.458, 스포츠: ESr=.472), 동반자(비스포츠: ESr=.424, 스포츠: ESr=.528), 시간(비스포츠: ESr=.501, 스포츠: ESr=.484), 에너지충전(비스포츠: ESr=.618 포츠: ESr=.438), 열망(비스포츠: ESr=.491, 스포츠: ESr=.508)로 확인되었다.
유형에 따른 여가제약협상이 종속변수에 미치는 효과크기(전체)
Ⅳ. 논의
본 연구에서는 메타분석을 통해 여가협상제약의 효과성을 측정함과 동시에 유형 및 남성의 비중에 대한 영향력에 대해 분석하였다. 이를 위해 관련된 연구가 시작된 2005년 이후 여가제약협상과 관련하여 진행된 학위논문 8편 학술논문 10편 등 총 18편의 논문을 최종분석대상으로 선정하여 분석을 진행했고, 구체적인 논의는 다음과 같다.
첫째, 여가제약협상의 전체효과크기는 높은 수준으로 나타났다(ESr=.478(474). 이러한 결과는 일반적으로 여가활동 시 여가제약이 발생할 때 일반적으로는 여가제약협상을 통해 극복하는 성향이 강한 것을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 여가제약이 높을수록, 여가참여를 위한 여가제약협상전략의 매개적 역할이 중요하다고 한 오세숙, 신규리 및 연분홍(2012)의 연구와 여가제약협상이 여가제약과 레크리에이션전문화 사이에서 부분적으로 매개효과가 있다는 황선환 및 최홍석(2012)의 연구가 지지해주고 있다.
이를 통해 대중들은 여가활동 참여 시 미비한 기술, 부족한 금전, 열정의 변화 및 자신의 환경의 변화 등 직면할 수 있는 여러 여가제약을 극복하고, 지속적인 여가활동을 위해 노력하는 의지가 큼을 알 수 있다. 또한 여가제약협상은 여가활동 참여를 위한 긍정적인 변수로써 여가제약협상이 촉진되어야 지속적인 여가선용을 기대할 수 있다(Hurbard & Manel, 2001). 즉, 여가협상전략이 능숙할수록 여가에 대한 참여의지와 수준을 향상시킬 수 있다(박재암, 2014). 또한 정희재, 이민규 및 조은영(2017)은 여가제약이 발생했을 때 뚜렷한 목표가 있다면 보다 제약들을 극복하는데 도움이 될 수 있다고 한 바 있다. 이에 자신이 여가생활을 할 때 각각의 목표의식을 설정한다면 보다 여가제약협상을 통한 지속적인 참여 혹은 전문화를 이룰 수 있을 것이다. 이에 대중들은 삶에 활력소가 될 수 있는 여가활동의 지속적인 참여를 위해 여가제약협상을 추구할 필요성이 있다.
둘째, 여가협상제약의 하위요인에 따른 효과크기의 경우 강도조절이 가장 높게 측정되었고, 에너지충전, 열망, 시간, 동반자, 기술 및 금전의 순으로 확인되었다. 즉, 여가제약이 발생했을 때 이를 극복하는 방안으로 스스로 활동의 강도를 조절하거나 장소에 대한 변경 및 유사한 여가로의 대처, 활동을 위해 휴식을 취하는 등의 방법으로 해소하고 있음을 확인할 수 있다. 또한 동성 혹은 비슷한 또래의 사람을 설득하여 함께 여가활동을 독려하고, 부족할 경우 기술 습득 및 활동에 적합한 직장을 탐색함으로써 여가생활을 지속하고 있는 것으로 확인되었다.
이중 높은 효과크기가 도출된 강도조절의 경우 여가제약협상에 레크리에이션전문화와의 관계를 밝힌 이성철(2017)의 연구에서도 두드러지게 나타났다. 즉, 강도조절이 높게 나타난 것은 최근 운동중독이라는 용어가 발생할 정도로 과한 여가생활을 영위하는 대중들이 늘고 있는 가운데 이러한 경우 개인의 행복에 제한적인 여향을 줄 수 있으므로 강도조절의 능력이 중요하다는 것을 반증한다(이성철, 2017). 이를 보다 구체적으로 살펴보면 강도조절은 여가활동에 대한 총량에 대한 강도와 단일 활동에 대한 강도가 있을 수 있는데 각각 스스로 해당 활동의 빈도를 줄이거나 신체적 혹은 심리적 강도를 조절함으로써 제약 상황을 극복한다고 할 수 있다.
또한 열망은 자신이 참여하고 있는 여가에 대한 열망변화로 장소를 옮기거나 유사한 여가로 대체를 하면서 여가생활을 이어간다고 짐작할 수 있다. 시간의 경우 시간적 제약이 발생했을 시 자신을 위한 투자로 판단하여 활동을 지속할 수 있는데 시즌 스포츠 중의 하나인 동계스포츠를 예로 들 수 있다(노혜영, 2003). 동반자는 대부분의 여가활동이 혼자보다는 타인과 함께하는 것이 많고, 사람이 행동을 하는 데 있어 주요타자의 영향을 받는다는 주관적 규범이 핵심적인 역할을 함에 따라(윤설민, 2011), 타인과의 교류를 통해 여가제약을 줄여나가는 것을 생각해볼 수 있다. 끝으로 기술은 자신이 영위하는 여가의 난이도가 높을 때 레슨이나 연습을 통해 자신의 기량을 향상시킬 수 있고, 이러한 기술적인 부분은 동반자 탐색과 연결되어 상호효혜적인 관계를 형성하여 시너지효과를 기대할 수도 있다(위대한, 김형훈, 2013).
셋째, 유형에 따른 여가제약협상의 효과크기에서는 효과성에서는 스포츠와 관련된 여가가 비스포츠와 관련된 여가보다 효과크기가 더 높게 측정되었다. 하위요인의 경우 금전, 기술, 동반자, 열망의 경우 스포츠과 관련된 여가활동의 효과크기가 비스포츠와 관련된 여가활동보다 더 높게 나타났고, 강도조절, 시간, 에너지충전의 경우 비스포츠와 관련된 여가활동이 상대적으로 높게 측정되었다.
이러한 결과로 말미암아 여러 여가활동 중에서 스포츠를 즐기는 이들은 스포츠에 대한 여가제약이 발생할 시 이를 극복하고자 하는 욕구가 상대적으로 큰 것을 확인 할 수 있다. 또한 하위 요인 중 금전, 기술, 동반자, 열망이 높게 나타난 것은 일부 스포츠를 즐기기 위해서는 장비의 구매, 시설에 대한 이용료 등의 비용이 발생하기 때문에 활동의 비용을 책정하는 것을 예상할 수 있다. 또한 스포츠의 경우 다수의 사람들과 하는 경우가 많기 때문에 주위의 타자가 타른 여가에 비해 중요하다. 즉, 같은 환경의 사람이나 비슷한 연령 및 주위 사람들을 설득하여 함께 스포츠를 즐기는 여건을 마련함으로써 여가제약을 해소한다고 할 수 있다.
무엇보다 스포츠에서 중요한 것은 즐기는 것과 자신의 기량을 발휘하는 것으로 만약 기량이 퇴보하거나 주위타자에 비해 실력이 부족할 경우 이에 따른 여가제약이 발생할 수 있기 때문에 자신을 지도해 줄 사람을 찾거나 꾸준히 기술을 습득함으로써 제약을 극복함을 알 수 있다. 이와 관련하여 권경상, 김우진 및 민왕식(2014)은 여가스포츠활동에 대한 운동열정 및 신체적 자기효능감을 강조한 바 있고, 신체적인 기술 습득 및 이에 대한 표현과 평가가 스포츠 참여에 대한 긍정적인 정서를 이끌어 낼 수 있다고 하였다. 즉, 스포츠를 즐기는 것을 넘어 지속적인 배움과 노력은 기량발전으로 이어질 수 있고, 이에 대한 표현과 상대방의 지지가 늘어날 때 여가제약 역시 해소될 수 있을 것이다.
또한 비스포츠에서 상대적으로 강도조절, 시간, 에너지충전이 높게 나타난 것은 스포츠의 경우 신체적인 활동에 대한 비중이 높은 반면 비스포츠에서는 이러한 부분이 상대적으로 적기 때문에 강도조절에 따른 여가제약협상이 용이할 것으로 보여 진다. 또한 스포츠는 정해진 시간에 맞춰 다수의 인원이 함께 여가를 즐기는 형태이기 때문에 시간적인 제약에 취약할 수 있지만 캠핑, 쇼핑 등의 비스포츠로 분류되는 여가에서는 이러한 부분을 충분히 극복할 수 있을 것이다. 끝으로 에너지충전과 관련하여 비스포츠를 즐기기 위해 상대적으로 에너지를 아끼고, 여가생활을 위한 휴식을 취한다는 것을 확인할 수 있다. 이는 스포츠는 신체적 활동을 통한 에너지의 소비가 강하기 때문에 여가활동을 위한 에너지의 축적이 중요한 요인으로 인식되지 않을 수 있다. 하지만 여행이나 미술 등은 이를 위한 에너지의 충전이 필요하다는 것을 유추해볼 수 있다.
넷째, 남성의 비중에 따른 여가제약협상의 영향력의 경우 남성의 비중이 증가할수록 그 효과성이 크게 나타나는 것으로 확인되었다. 이는 여성보다는 남성이 여가제약의 상황에서 이를 극복하고 여가를 지속할 경향이 크다는 것을 확인할 수 있다. 즉, 남성은 상대적으로 여가제약이 발생할 경우 신체 및 심리적 상태에서의 강도조절 및 여가활동을 위해 에너지를 아끼거나 붐비지 않는 시간에 여가활동을 함으로써 여가생활을 영위하고 있음을 알 수 있다. 또한 실력이 부족할 때에는 레슨을 받거나 활동을 위한 비용의 축적 및 동반자를 탐색함으로써 여가제약을 해소한다는 것을 유추할 수 있다. 오세숙, 신규리 및 연분홍(2012)은 남학생 집단이 여학생 집단에 비해 여가정체성 현출성이 협상전략에 대한 직·간접 효과가 통계적 수준에서 높게 도출되어 여가제약협상 과정에서 여가정체성 현출성의 중요성을 부각하였다. 이에 남성들은 여가활동에 대한 중요성의 비중이 자아에 높게 형성됨으로써 여가제약을 해소한다고 볼 수 있고, 이에 자신이 즐기는 여가에 대한 애정과 동일시가 높을수록 여가제약협상전략이 크게 나타날 수 있을 것이다.
Ⅴ. 결론
본 연구의 목적을 달성하기 위해 CMA를 활용하여 메타분석을 실시했고, 여가협상제약의 영향력을 분석하여 다음과 같은 결론을 도출하였다.
첫째, 여가제약협상의 전체 효과크기는 높은 수준으로 측정 되었고, 하위요인에서는 강도조절이 가장 높은 상관효과 크기를 보였으며 에너지충전, 열망, 시간, 동반자, 기술, 금전 순으로 높은 상관효과 크기를 보이는 것으로 나타났다.
둘째, 유형별 조절효과분석을 실시한 결과 스포츠에 따른 효과크기가 비스포츠에 비해 더 큰 효과크기가 측정 되었다.
셋째, 남성의 비중에 따른 메타회귀분석 결과 남성의 비율이 증가할수록 여가협상제약에 대한 효과크기에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.
본 연구의 결과를 토대로 여가제약협상을 적용할 수 있는 분야로 하여금 기초적인 자료를 제공한 것에 그 의의가 있다.
본 연구를 수행하는 과정에서 다소 부족한 제한점을 보완하기 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 여가제약협상의 영향력을 중심으로 연구를 진행했지만, 향후 연구에서는 여가학에서 자주 다루어지는 레크리에이션 전문화, 여가제약 등 다양한 변수를 분석한다면 보다 세부적인 결과를 얻을 수 있을 것이다.
둘째, 본 연구에서는 조절 변인으로 유형(스포츠, 비스포츠), 남성의 비율로 분석했지만 후속연구에서는 대상자의 연령, 거주 지역, 연봉, 여가시간의 여부 등 다양한 조절변인을 적용한다면 다각적인 결과를 얻을 수 있을 것이다.
셋째, 본 연구에서는 국내 학술지를 통해 여가제약협상을 중심으로 연구를 진행했지만, 국내연구와 해외연구 간의 비교분석을 실시한다면 보다 의미 있는 결과를 도출할 수 있을 것이다.
References
- 강희엽, (2014), 피트니스 참여자의 여가제약, 여가 제약 협상 및 진지한 여가의 관계, 미간행 석사학위논문, 연세대학교 대학원.
- 강희엽, 이철원, 조남흥, (2014), 피트니스 참여자의 여가제약, 여가제약협상 및 진지한 여가의 관계, 한국체육학회, 53(6), p387-400.
- 권경상, 김우진, 민왕식, (2014), 여가스포츠 참가자의 운동열정, 신체적 자기효능감, 운동정서 및 심리적 행복감의 구조적 관계, 한국스포츠학회지, 12(1), p507-521.
- 권관배, 여인성, 김형훈, (2013), 태권도 지도자의 여가제약과 여가제약협상의 관계, 한국여가레크리에이션학회지, 37(1), p36-46.
- 김경식, 황선환, 원도연, (2008), 여가제약 협상 전략 척도의 개발과 적용, 한국체육학회지, 47(3), p365-376.
- 노혜영, (2003), 진지한 여가(serious leisure)로서 스노보드 참여자의 여가체험에 관한 현상학적 연구, 미간행 석사학위논문, 연세대학교 대학원.
- 민창기, 유인영, 민병남, (2011), 공군사관생도의 여가제약과 여가제약협상 및 여가만족의 관계, 한국웰니스학회지, 6(2), p41-51.
- 박재암, (2014), 댄스스포츠 참가자의 참여수준 참여 동기 및 여가제약 협상전략의 관계, 한국무용과학회지, 31(3), p31-44.
- 백원칠, 송은일, (2010), 직장여성의 여가제약과 여가 제약협상 및 여가전문화와의 관계, 한국여가레크리에이션학회지, 34(4), p137-146.
- 손승범, 김보람, (2014), 동계스포츠 참가자의 여가제약, 여가제약협상 및 참가의도 간의 관계모 형 검증, 한국체육학회지, 53(2), p395-406.
- 오세숙, 신규리, 연분홍, (2012), 대학생 성별에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 제약협상 전략, 참가의도 간의 인과관계 검증, 한국여가레크리에이션학회지, 36(2), p14-26.
- 위대한, 김형훈, (2013), 사회인야구참여자의 여가 제약협상과 진지한 여가의 관계, 한국체육학회지, 52(5), p627-638.
- 윤설민, (2011), 확장된 계획행동이론(ETPB). 적 용한 모험적 여가활동에 대한 행동 분석, 호텔경영학연구, 20(6), p189-208.
- 이성철, (2017), 여가촉진과 레크리에이션 전문화의 관계에서 여가제약협상의 조절효과, 한국체육학회지, 56(5), p537-548.
- 정유진, (2013), 스포츠클라이밍 참여자의 여가제약 협상전략과 레크리에이션전문화의 관계, 미간행 석사학위논문, 연세대학교 대학원.
- 정유진, 이철원, 남상백, (2012), 직업군인의 여가제약 협상전략이 여가만족 및 삶의 질에 미치는 영향, 여가학연구, 10(1), p97-21.
- 정희재, 이민규, 조은영, (2017), 여가스포츠 참여 노인의 참여 동기가 여가제약 및 여가협상전략에 미치는 영향, 한국웰니스학회지, 12(1), p117-137.
- 최용성, 김현덕, (2015), Meta -Analysis를 통한 스키 리조트의 서비스품질 연구의 효과 크기분석, 한국스포츠산업⋅경영학회지, 20(5), p17-27.
- 황선환, 서희진, (2009), 피트니스 참여자의 여가제 약, 여가제약협상 및 진지한 여가의 관계, 체육과학연구, 20(2), p298-307.
- 황선환, 이문진, (2013), 여가스포츠 유형에 따른 여 가제약협상전략과 여가제약의 관계, 여가학연구, 11(1), p83-100.
- 황선환, 최홍석, (2012), 레크리에이션 전문화에 대 한 여가제약 협상의 매개효과 검증: 알파 인 스키어를 중심으로, 한국여가레크리에이션학회지, 36(2), p41-65.
- 황성동, (2016), 메타분석에 있어서 출간요류: 의미 와 분석, 인간발달연구, 23(1), p1-19.
- Borenstein, M. J., & Hedges, L. V., Higgins, J. P., & Rothastein, H. R., (2005), Comprehensive meta-analysis version 2, Englewood, NJ, Biostat.
- Borenstein, M., & Hedges, L. V., Higgins, J. P., & Rothstein, H. R., (2009), Introduction to meta-analysis, Chichester, UK, Wiley.
- Brockwell, S. E., & Gordon, I. R., (2001), A comparison of statistical methods for meta‐analysis, Statistics in medicine, 20(6), p825-840.
-
Cohen, J., (1977), Statistical power analysis for the behavioral science, New York, Academic Press.
[https://doi.org/10.4324/9780203771587]
-
Crawford, D. W., Jackson, E. L., & Godbey, G., (1991), A hierarchical model of leisure constraints, Leisure sciences, 13(4), p309-320.
[https://doi.org/10.1080/01490409109513147]
- Hubard, J., & Manel, R., (2001), Testing competing models of leisure constraint negotiation proces in a corporate employe recreation seting, Leisure Sciences, 23(3), p145-1.
-
Jackson, E. L., (1988), Leisure constraints: A survey of past research, Leisure sciences, 10(3), p203-215.
[https://doi.org/10.1080/01490408809512190]
-
Jackson, E. L., & Rucks, V. C., (1995), Negotiation of leisure constraints by junior-high and high-school students: An exploratory study, Journal of leisure research,, 27(1), p85.
[https://doi.org/10.1080/00222216.1995.11969978]
-
Nadirova, A., & Jackson, E. L., (2000), Alternative criterion variables against which to assess the impacts of constraints to leisure, Journal of leisure research, 32(4), p396.
[https://doi.org/10.1080/00222216.2000.11949923]
- Sultan, F., Farley, J. U., & Lehmann, D. R., (1990), A meta-analysis of applications of diffusion models, Journal of marketing research, p70-77.