대학생 성별에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 제약협상전략, 참가의도 간의 인과관계 검증

한국여가레크리에이션학회지 2012 제 36권 제2호(통권 제 54호) pp.

홍 길 동 (경기대학교)·이 몽 룡 (인하대학교)

A Study on Causality among Leisure Identity Salience, Negotiation Efficacy, Leisure Constraints Negotiation, and Intentions for Participating Leisure Activity: An Empirical Investigation of Male and Female Korean College Students

Gil-Dong Hong (Kyonggi Univ.)·Mong-Ryong Lee (Inha Univ.)

e-mail: CECIL004@hanmail.net

요  약

본 연구의 목적은 성별에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 여가제약 협상전략 및 여가활동 참가의도 간의 인과관계를 검증하는 데 있다. 이를 위하여 서울, 경기지역에 위치한 4년제 대학재학생 296명을 대상으로 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 활용하여 구조방정식 모형분석을 실시하여 다음과 같은 결론을 도출하였다. 첫째, 남녀집단 모두에서 여가정체성 현출성이 높아질수록 협상 효능감이 증가되고, 증가된 협상 효능감은 여가제약 협상전략과 지속적 여가활동 참가의도에 까지 긍정적 영향을 주는 것으로 나타나, 여가제약 협상 과정에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감이 유의미한 선행변인임이 밝혀졌다.  둘째, 남학생 집단은 여학생 집단에 비해, 여가정체성 현출성의 협상전략에 대한 직, 간접적 효과가 모두 통계적으로 유의하게 나타나, 제약협상 과정에서의 여가정체성 현출성의 상대적 중요성이 더 큰 것으로 나타났다. 셋째, 여학생 집단에서는 남학생 집단에 비하여 여가제약 협상과정에서의 여가정체성 현출성과 협상 효능감의 매개역할이 보다 중요하게 부각되었다. 더불어 여가활동의 지속적 참가의도에 있어서 여가제약 협상전략의 상대적 중요도가 또한 보다 크게 나타났다.

Abstract

The goal of this study is in estimating the causal relationship among leisure identity salience (LIS), negotiation efficacy (NE), leisure constraints negotiation (LCN), and intentions to participate in leisure activity (IPLA). For this, we estimated their structural models using data collected from 296 college male and female students residing in Seoul and Gyong-gi providence and could obtain consequences as follows. First, for both male and female students, NE increased as LIS increased, and this affected positive impacts on LCN and IPLA, so that LIS and NE played significant roles in the process of LCN. Second, for male students, LIS turned out to affect LCN more significantly than female students in the sense of statistics, so that LIS was a statistically significant variable in the process of LCN. Third, on the other hand, the mediatory roles of LIS and NE were more important for female students in the process of LCN than male students. In addition, relative magnitude of LCN was more important to IPLA for female students, too.

Key words: leisure identity salience, leisure constraints negotiation, negotiation efficacy, leisure    participation

Ⅰ. 서론

1.

논문투고일: 2012. 4. 25

논문심사일: 2012. .

심사완료일: 2012.  .

교신저자: 홍길동

주저자: 이몽룡

이 논문은 2010년도 정부재원(교육과학기술부 인문사회연구역량강화사업비)으로 한국연구재단의 지원을 받아 연구되었음(NRF-2010-322-G00019).

연구의 필요성 및 목적

Journal of Leisure and Recreation Studies 2012. Vol. 36 No.1(Serial Number 54)

Journal of Leisure and Recreation Studies 2012. Vol. 36 No.1(Serial Number 54)

여가학 분야에서는 그간 여가활동의 참가 수준 혹은 지속적 참가에 영향을 미친다고 보고되어 온 여가동기, 여가제약 및 여가제약 협상전략 변인 간의 인과관계 검증을 통해, 효과적이고 능동적인 여가제약 협상전략의 과정은 사람들로 하여금 다양한 여가제약의 요소들을 경감시키거나 또는 성공적으로 극복케 해준다는 사실을 밝혀냈다(최성범, 2009; 황선환, 서희진, 2009; Crawford, Jackson & Godbey, 1991; Hubbard & Mannell, 2001; Kay & Jackson, 1991; Loucks-Atkinson & Mannell, 2007; Jun & Kyle, 2011a, 2011b; Son, Kerstetter, & Mowen, 2008; White, 2008). 즉, 여가활동의 참가란 제약이 없음을 뜻하는 것이 아니라, 제약에 대한 끊임없는 협상의 결과로 이해하여야 한다는 Jackson, Crawford, Jackson & Godbey(1991)의 견해가 제약-협상전략에 대한 이상의 공통된 결과들을 뒷받침해준다고 볼 수 있다.

또 다른 주목할 만한 결과로는, 여가동기 또는 여가제약 수준 등에 따라서 여가제약-제약협상의 진행과정은 긍정, 부정 또는 무관계와 같은 비교적 상이한 영향관계를 보인다는 최성훈(2010), 황선환, 조욱연 및 김미량(2011)의 연구이다. 그들은 여가제약 수준을 높게 인지하는 경우에는 여가제약이 협상전략에 긍정적 영향을 미친다는 ‘촉발이론’이, 반대로 여가제약을 보다 낮게 인지하는 집단에서는 제약이 제약협상에 부정적 영향을 미칠 수 있다는 ‘감소이론’의 적용이 가능함을 암시하면서, 후속 연구에서는 보다 구체적인 여가상황과 유형 그리고 다양한 대상들을 통해 나타나는 여가제약과 여가제약 협상 간의 관계규명 노력이 필요함을 시사하였다. 이처럼 여가제약의 수준에 따라 여가제약-협상의 관계가 상이할 수 있음을 제시한 황선환 등(2011) 이외에도 Loucks-Atkinson & Mannell(2007), 그리고 오정학, 김철원, 김종갑(2011)은 보다 다양한 대상과 여가유형에 따라 기존에 제안되어온 여가제약-협상모델들을 검증하는 추가 연구가 필요함을 언급한 바 있다.

더불어 후속연구에서는 제약-협상전략에 선행하는 새로운 예측변인의 탐색이 이루어져야 한다고 하였는데, 이와 관련하여 ‘협상 효능감(negotiation efficacy)’, ‘여가정체성 현출성(leisure identity salience)’등의 여가심리학적 변인이 추가된 형태의 몇몇 연구가 최근 진행되고 있다(오정학, 김철원, 2011; 오정학, 김철원, 김종갑, 2011; 이형권, 송성섭, 2011; 최성범, 2009; Covelli, 2011; Loucks-Atkinson & Mannell, 2007; Jun & Kyle, 2011a, 2011b; Tsai & Coleman, 2009; White, 2008). 먼저 ‘여가정체성 현출성’이란 여가 관련 정체성이 개인의 자아 전체에서 차지하는 비중으로 정의될 수 있는데(박유진, 2002; Laverie, 1995; Jones, 2000), 최근 여가 골프 참가자의 제약협상과정을 연구한 Jun & Kyle(2011a,b)에 의해 여가제약-협상전략 과정에서의 여가정체성은 참가자들의 제약을 감소시키고, 제약에 대한 협상을 긍정적으로 이끌어내어 궁극적으로는 참가를 이끌어내는 간접적 역할을 한다고 최초로 보고된 바 있다. 여가정체성 현출성에 따라 각 개인이 자신의 여가활동에 거는 기대와 중요도에 차이가 있기 때문에 여가나 생활만족, 지속적 여가참여를 긍정적으로 이끌어낸다는 선행연구(박유진, 2002; Haggard & Will iams, 1992; Laverie & Arnett, 2000)의 결과를 근거로 볼 때, 여가정체성이 제약 및 제약협상에 직, 간접적 영향을 미칠 수 있다는 Jun & Kyle(2011a,b)의 연구는 향후 여가제약 협상 관련 연구에 많은 시사점을 제공해 준다고 볼 수 있다.

대학생 성별에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 여가제약 협상전략, 참가의도 간의 인과관계 검증

한편 Bandura(1986)의 자기효능감의 이론을 기반으로 하는 ‘협상 효능감’은 최근 들어 여가동기나 여가제약을 선행적으로 설명해주는 새로운 예측변수로써 소개되고 있다. Bandura(1997)에 의해 ‘삶을 살아가며 겪게 되는 사건에 대해 자신이 영향을 미칠 수 있다는 믿음’으로 정의된 협상 효능감은 이후 인간의 행동을 예측해 낼 수 있는 주요한 변인으로 인지되어 학계의 관심을 받게 된다. 여가학 연구 분야에서는 비교적 최근에 들어서 ‘여가제약을 성공적으로 극복할 수 있는 전략사용에 대한 자신감’으로 소개되면서 Loucks-Atkinson & Manell(2007)의 연구를 통해 주목받게 된 개념이다. 그들은 Hubbard & Mannell(2001)의 제약모형에 자기 효능감의 개념을 추가시켜 4가지의 경합모델을 검증한 결과, 협상 효능감이 여가제약 협상을 거쳐 여가참여에 영향을 미치는 매개적 역할을 확인한 바 있다. 또한 야외 여가활동 참가자를 대상으로 Loucks- Atkinson & Manell(2007)이 제시한 모델의 재검증을 시도한 White(2008)와 여가스포츠 참가자를 대상으로 협상효능감 모델을 재검증한 최성범(2009) 역시 동기와 제약, 협상에 대한 협상 효능감의 긍정적 역할을 보고하였다.

이상의 결과를 통해, 높은 수준의 자기 효능감을 가진 사람들은 여가제약에도 불구하고 인내심을 가지고 협상을 위한 노력을 기울이는 반면, 효능감이 낮은 사람들은 노력을 감소시키거나 여가행동을 중도포기 하게 된다는 공통된 특성을 확인할 수 있다(최성범, 2009; Davidson, Simen-Kapeu, & Veugelers, 2010; Dishman, Motl, Sallis, Dunn, Birnbaum, Welk, Bedimo-Rung, & Voorhees, 2005). 이는 협상 효능감이 인간의 여가행동을 결정짓는 주요한 요인이며, 효능감 인지에 대한 변화는 행동의 변화로 이어진다는 Bandura(1997)의 견해를 지지한다고 볼 수 있다.

종합해 보면, 최근 논의되고 있는 여가정체성과 협상 효능감의 개념은 모두 개인의 여가제약-협상전략 행동에서 주요한 역할을 차지하고 있음을 예측해 볼 수 있다. 따라서 본 연구에서는 협상전략을 통한 지속적인 여가참가 의도의 과정에 여가정체성 현출성과 협상 효능감의 변인을 추가함으로써 이들의 인과관계를 검증해 보고자 한다. 아직까지 여가정체성 현출성의 협상 효능감에 대한 영향관계 연구는 학계에서 실시된 바 없지만, 여가정체성이 높게 발현되는 경우, 개인은 자아개념을 보호하는 차원에서 여가정체성을 긍정적으로 유지하고자 하기 때문에, 개인의 여가에 대한 정체성 현출성이 높아질수록 여가활동에 대한 효능감 형성과 같은 인지와 정서가 향상될 것을 기대해 볼 수 있다.

따라서 본 연구에서는 대학생을 대상으로 여가협상 과정에서 여가정체성 현출성이 협상 효능감에 미친다는 연구가설을 포함하여 연구를 수행하였다. 또한 여가정체성 현출성이 협상효능감과 여가제약 협상전략, 그리고 여가참가의도에 미치는 연구 설계를 대학생의 성별집단에 따라 각각 검증해 봄으로써, 제약협상전략이 각 대상, 여가유형별로 어떻게 적용될 수 있는 가에 대한 추가적인 시사점을 제공하고자 한다. 이처럼 대학생 집단을 본 연구의 대상으로 선정하고, 추가적으로 남녀 성별에 따라 연구모형을 검증하고자 하는 이유는 대학생 집단은 자발적인 여가활동에 대한 의사결정과 지속참여의 여부를 스스로 결정하는 자기결정력이 높아지는 시기라는 점 때문이다. 또한 협상 효능감은 여가제약을 성공적으로 극복할 수 있다는 자신감으로 정의되기 때문에, 남녀 성별에 따라 자기효능감의 인지가 다르다고 보고되어 온 기존 선행연구물 결과를 비추어 볼 때, 대학생 성별에 따라 본 연구모형을 검증하는 작업은 의미 있을 것으로 판단된다.

따라서 본 연구에서는 여가제약 협상과정을 예측해 줄 선행요인 간의 요인규명에 관심을 가지고 Jun & Kyle(2011a)의 여가제약 협상모형을 기반으로 여가정체성 현출성과 협상 효능감 변인이 여가제약협상을 통한 참가의도에 어떠한 영향을 미치는가에 대한 검증을 남녀 집단별로 시도하였다.

2. 연구 가설

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 남녀 집단별로 다음과 같은 연구 가설을 설정하였다.

첫째. 여가정체성 현출성은 협상 효능감에 긍정적 영향을 미칠 것이다.

둘째. 협상 효능감은 여가제약 협상전략에 긍정적 영향을 미칠 것이다.

셋째. 여가정체성 현출성은 여가제약 협상전략에 긍정적 영향을 미칠 것이다.

넷째, 여가제약 협상전략은 여가활동 참가의도에 긍정적 영향을 미칠 것이다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집방법

본 연구의 표집은 집락무선 표집법을 활용하였다. 구체적으로 서울 및 경기지역에 소재한 4년제 대학교의 목록을 작성한 후 난수표를 이용하여 총 4개의 대학교를 모집단으로 선정한 뒤, 총 332부의 설문지를 회수하였다. 표집 된 332명 중 모든 응답을 하나의 번호로 일괄 표기하거나, 다수의 누락응답이 나타났다고 판단된 불성실한 응답본 36부를 제외한 총 296명의 자료가 본 연구의 최종 분석에 활용되었다.

대학생 성별에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 여가제약 협상전략, 참가의도 간의 인과관계 검증

연구대상자들의 인구사회학적 특성은 다음의 <표 1>과 같다. 연구대상자 중 남학생이 196명(66.2%), 여학생이 100명(33.8%)이며 3, 4학년인 고학년에 재학 중인 학생들의 수가 대체적으로 더 많았다. 대상자들이 현재 주로 참여하는 여가활동으로는 스포츠 활동(101명, 33.8%)이 가장 많았으며, 다음으로 문화예술활동(98명; 33.1%), 취미오락활동(84명; 28.5%)의 순으로 나타났다.

표 1. 연구대상의 인구통계학적 특성

구분	내용	n	%
성별	남성	196	66.2
	여성	100	33.8
학년	1학년	47	15.9
	2학년	65	22.0
	3학년	95	32.1
	4학년	89	30.0
주요 참가 여가 활동	문화예술활동	98	33.1
	관광활동	1	0.3
	스포츠활동	101	33.8
	휴식활동	2	0.6
	취미오락활동	84	28.5
	기타 사회활동	11	3.7

2. 연구도구

본 연구의 목적을 달성하기 위한 연구도구로 설문지를 사용하였다. 설문지의 구성은 인구통계학적 특성 3문항(성별, 학년, 주요 참여 여가활동), 여가정체성 현출성 19문항, 협상 효능감 4문항, 여가제약 협상전략 10문항, 여가활동 참가의도 2문항으로 구성하였다.

먼저 여가정체성 현출성을 묻는 문항은   Callero(1985)와 Laverie(1995)의 연구를 토대로 박유진(2002)의 연구에서 개발한 21개 문항의 여가정체성 현출성 척도를 활용하였다. 본 척도는 여가집단에 대한 동일시, 존중감, 그리고 정서적 애착의 3개 요인, 총 19문항으로 구성되며, 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

다음으로 협상 효능감을 묻는 질문은 White(2008)의 연구에서 활용되고 오정학과 김철원(2011), 최성범(2009)의 연구에서 검증된 바 있는 협상 효능감 척도를 활용하였다. White(2008)은 당시 자기효능감을 대리경험, 사회적 신념, 심리, 정서적인 반응, 지배경험으로 설명한 Bandura(1977)의 개념을 바탕으로 하여 제약협상의 과정에서 활용 가능한 협상 효능감 척도를 총 4개의 단일문항으로 구성하였다. 이에 본 연구에서는 “여가제약의 성공적 극복(지배경험)”, “여가 제약요소의 극복을 즐김(심리/정서적 반응)”, “지인들의 여가장애요소 해결방법 제시(대리경험)”, “가족과 친구들의 여가참여 독려(사회적 신념)”의 4문항을 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

여가제약 협상전략은 Jackson과 Rucks (1995)가 개발한 6개의 여가제약협상의 하위요인들 중, White(2008), 최성범(2009), 오정학 외(2011)의 연구에서 검증된 바 있는 3요인 구조의 여가제약 협상전략 척도를 활용하였다. 본 척도는 여가열망 변화(3문항), 여가동반자 탐색(4문항), 여가활동비 마련(3문항)의 총 10개 문항으로 구성되었으며, 5점 리커트 척도방식으로 측정하였다.

마지막으로 여가활동 참가의도을 묻는 질문은 신규리(2006)의 연구에서 활용된 문항을 토대로 여가활동의 참가의도를 측정하였다. 본 연구에서는“현재 여가활동에 보다 깊이 있게 참가하기를 희망”, “향후 여가계획을 세울 때 현재의 여가활동을 우선적으로 고려”의 2개 문항이 활용되었다.

3. 타당도 및 신뢰도검증

본 연구에서 활용된 설문지의 타당도는 예비검사를 통해 여가학 교수 2인과 심리학 박사 1인이 문항에 대한 내용 타당도 검증을 실시한 후, 설문지의 신뢰도와 타당도 검증을 위한 탐색적 요인분석을 실행하였다. 선행연구를 통해 밝혀진 바 있는 측정도구의 하위요인 개수를 토대로 주축 분해방식을 활용하였으며, 회전방식은 직접 오블리민(Direct Oblimin)방식을 채택하였다.

그리고 추출된 요인을 설명하는 요인적재량(factor loading)은 절대치의 크기가 .40이상의 항목만 설정하였으며, Cronbach's ɑ계수를 떨어뜨리는 문항은 삭제하였다. 이상과 같은 1차 탐색적 요인분석 결과를 기초로, 각 문항의 해당척도에 대한 요인 적재치가 .40이하이거나 타 요인에 중복 수렴되고, Cronbach's α계수를 떨어뜨리는 문항을 제거기준으로 하여 반복적인 문항삭제의 과정을 거쳤다. 단, 요인분석 결과 타 요인에 중복 적재치를 보였더라도 선행연구에서 사용되었던 하위구조 문항에 적합하다고 판단된 여가정체성 현출성의 LIS4와 LIS6번 문항은 삭제하지 않고 포함시켰다.

그 결과 <표 2>와 같이 여가정체성 혈출성은 최종 3개의 요인으로 추출되었으며, 여가정체성 현출성의 전체 분산 설명력은 약 67%로 나타났고 KMO 표준적합도는 .796, sig(p)는 .000으로 나타나 요인분석이 적합한 것으로 나타났다. 여가정체성 현출성의 신뢰도는 .674-.815로 나타나 신뢰성을 확보한 것으로 나타났다.

표 2. 여가정체성 현출성의 탐색적 요인분석 결과
	문 항	요인1	요인2	요인3
정서적 애착	OO를 물으면 기분이 좋음 OO에 대한 이야기를 좋아함 OO를 하는 것이 자랑스러움	.925 .751 .664	.364 .315 .342	-.357 -.390 -.445
종중감	타인도 OO가 멋진여가라 생각 OO외 다른 여가에는 관심없음 OO하는 사람의 평가는 긍정적	.373 .335 .153	.805 .601 .548	-.317 -.305 -.268
동일시	OO 없는 생활은 상상이 안됨 OO는 나를 표현하는 중요부분 OO연관된 나를 기억하길 희망	.374 .498 .359	.333 .457 .424	-.880 -.663 -.499
Eigenvalue % of Variance Cumulative %		3.707 41.186 41.186	1.316 14.620 55.806	1.012 11.241 67.047
신뢰도		.815	.674	.718
Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정 = .796
Bartlett의 구형검정= 855.174 df=36, Sig = .000

표 3. 여가제약 협상전략의 탐색적 요인분석 결과
	문 항	요인1	요인2	요인3
여가열망변화	여가하기 편한 장소 찾아감 여가를 즐길만한 장소 참아감 덜 붐비는 장소 찾아감	.760 .668 .615	-.402 -.443 -.255	.232 .387 .149
활동비마련	여가를 위해 쓸 돈 비축 여가를 위해 시간 조정 여가를 위해 금전적 절약	.327 .396 .278	-.896 -.704 -.426	.221 .308 .135
동반자탐색	의지할 다른 사람을 동반 주변 사람과 이벤트 준비	.312 .090	-.262 -.110	.810 .473
Eigenvalue % of Variance Cumulative %		2.880 35.998 35.998	1.200 15.001 50.999	1.132 14.156 65.155
신뢰도		.716	.697	.471
Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정 = .708
Bartlett의 구형검정= 524.895 df=28, Sig = .000

다음으로 <표 3>은 여가제약 협상전략의 요인분석 결과를 나타낸 것으로 최종 3개의 요인으로 추출되었으며, 여가제약 협상전략의 전체 분산 설명력은 65%로 나타났고 KMO 표준적합도는 .708, sig(p)는 .000으로 나타나 요인분석이 적합한 것으로 나타났다. 그러나 여가제약 협상전략의 신뢰도는 .471-.716으로 비교적 낮은 것으로 나타났다.

마지막으로 <표 4>는 협상 효능감의 요인분석 결과를 나타낸 것으로 총 4개 문항의 단일요인으로 추출되었다. 협상 효능감의 전체 분산 설명력은 57%로 나타났고 KMO 표준적합도는 .729, sig(p)는 .000, 신뢰도는 .748로 나타나 요인분석 및 신뢰도가 비교적 적합한 것으로 나타났다.

탐색적 요인분석과 신뢰도 분석을 거친 측정항목들에 대해 각 요인별로 확인적 요인분석을 통하여 모형의 하위측정모형에 대한 타당도를 검증한 결과는 다음의 <표 5>와 같다.

표 4. 협상 효능감의 탐색적 요인분석 결과
	문 항	요인1
협상 효능감	여가제약 요소의 성공적 극복 지인들의 야기제약 해결첵 제시 가족, 친구의 여가참여 독려 여가 제약요인 극복을 즐김	.754 .693 .654 .514
Eigenvalue % of Variance Cumulative %		2.283 57.073 57.073
신뢰도		.748
Kaiser-Meyer-Olkin의 표본적합성 측정 = .729
Bartlett의 구형검정= 274.189 df=6, Sig = .000

표 5. 확인적 요인분석을 통한 측정모형의 적합도 검증
지수	χ2	df	χ2/df	CFI	TLI	RMSEA
여가정체성현출성	60.970	24	2.540	.955	.916	.072
여가제약협상전략	47.611	17	2.801	.939	.900	.078
협상효능감	14.247	2	7.124	.955	.864	.144
적합기준			≤5	≥.90	≥.90	≤.08
판정결과			적합	적합	(부)적합	(부) 적합

본 연구에서는 연구자가 설정한 연구모형과 수집된 표본자료 간의 일치성 정도를 의미하는 모형의 적합성 여부를 판단하기 위하여 일반적으로 사용되는 적합도 기준인 Q값(χ2/df; ≤5가 적합), CFI(Comparative Fit Index; ≥.90이 적합), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation; ≤.08이 적합), TLI(Tucker-Lewis Index; ≥.90이 적합)을 기준으로 하였다(홍세희, 2000). <표 5>에 제시된 바와 같이 측정모형의 적합도 지수들이 평가기준을 대체적으로 만족시키고 있어 가설모형을 구성하는 잠재변수의 측정도구에 대한 타당성이 재차 확인되었다.

3. 자료처리 방법

본 연구의 분석을 위해 회수된 자료를 이용하여 남녀 집단에 따른 대학생의 여가정체성 현출성과 협상 효능감, 여가제약 협상전략, 여가활동 참가의도와의 관계검증을 위하여 SPSS 18.0 프로그램을 활용하였다.

연구대상자의 일반적 특성을 알아보기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 조사도구의 구성타당도 및 신뢰도 검증을 위한 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석 및 신뢰도 분석을 실시하였다. 마지막으로 AMOS 18.0 프로그램을 통하여 확인적 요인분석과 설정한 모형 검증을 위한 구조방정식 모형분석이 실시되었다.

Ⅲ. 결과

1. 상관관계분석

확인적 요인분석 후, 단일차원성이 입증된 각 요인별 척도에 대해 서로 간에 어떠한 방향과 관계성을 갖는가를 확인하기 위하여 Pearson의 상관관계를 분석할 결과는 다음의 <표 6>과 같다.

<표 6>에 따르면 외생 변인 간에는 유의한 상관관계가 있는 것으로 나타났으며, 모든 상관관계수의 값이 .85를 초과하지 않았기 때문에 Kline(2005)의 기준에 따라 판별타당성이 확보되었다. 또한 독립변수간의 상관관계를 나타내는 다중공선성의 기준치인 .80보다 모든 변인에서 작게 나타났기 때문에 다중공선성의 문제는 없다고 판단된다.

표 6. 요인 간 상관관계 분석 결과

	(1)	(2)	(3)	(4)
정체성현출성(1)	1
협상효능(2)	.383**	1
제약협상(3)	.347**	.480**	1
참가의도(4)	.300**	.285**	.314**	1
**p<.01

2. 남학생 집단의 인과관계 검증

성별에 따른 연구모형의 인과관계 검증을 위하여 다음의 <그림 1>과 같은 최종 연구모형을 설정하였다. <그림 1>은 여가정체성 현출성은 협상 효능감과 여가제약 협상전략에, 여가제약 협상전략을 여가 참가의도에, 그리고 협상 효능감은 여가제약 협상전략에 긍정적 영향을 미칠 것이라는 연구모형이다.

연구모형에 대한 적합성 검증은 최대 우도법을 이용하여 모형의 모수를 추정하였으며, 다음의 <표 7>은 남학생집단에 대한 연구모형의 전반적 적합도를 평가한 결과이다.

표 7. 연구모형의 적합도 평가 – 남학생 집단
지수	χ2	df	χ2/df	CFI	TLI	RMSEA
구조모형	106.706	50	2.134	.884	.819	.076
적합기준			≤5	≥.90	≥.90	≤.08
판정결과			적합	부적합	부적합	적합

그림 . 최종 연구모형

<표 7>에 제시된 바와 같이, ‘남학생 집단’의 경우 설정한 연구모형의 적합도는 전반적으로 적합한 것으로 나타났다.

표 8. ‘남학생 집단’의 모형 경로계수

경 로	경로	경로 계수	S.E	t 값	채택여부
협상효능←정체성현출성	a	.456	.207	3.280**	채택
제약협상←협상효능	b	.364	.127	2.914**	채택
제약협상←정체성현출성	c	.693	.271	3.858***	채택
참가의도←제약협상	d	.498	.170	4.198***	채택
***p<.001, **p<.01

이 모형에서 추정된 계수는 <표 8>에 제시하였으며, 표기된 경로계수 값은 표준화된 값이다. 남학생 집단의 경우, 여가정체성 현출성이 협상 효능감과 여가제약 협상전략에 미치는 영향의 계수값은 .456과 .693으로 유의수준 .01과 .001에서 각각 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 협상 효능감이 여가제약 협상전략에 미치는 효과는 .364로 유의수준 .01에서 유의하였으며, 여가제약 협상전략이 여가활동 참가의도에 미치는 영향의 계수값은 .498로 유의수준 .001에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

이상의 결과를 통해, 남학생 집단은 여가정체성 현출성이 높아질수록 협상 효능감이 증가되고, 나아가 제약 협상전략 및 지속적 여가참가 의도에 까지 긍정적 영향을 주는 것으로 나타나, 제약협상의 전 과정에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감이 선행되는 예측변인 임이 밝혀졌다.

3. 여학생 집단의 인과관계 검증

여학생 집단에 대한 연구모형의 전반적 적합도를 평가한 결과는 다음의 <표 9>와 같으며, 설정한 연구모형은 전반적으로 적합한 것으로 나타났다. 이 모형에서 추정된 계수는 <표 10>에 제시하였다.

여학생 집단의 경우, 여가정체성 현출성이 협상 효능감에 미치는 영향의 계수값은 .445로 유의수준 .01에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 여가정체성 현출성이 여가제약 협상전략에는 직접적 영향력을 미치지 않고, 협상 효능감이 매개된 간접효과만 있는 것으로 드러났다(제약협상전략←협상 효능감의 경로계수: .816, p<.001). 또한 여가제약 협상전략이 여가활동 참가의도에 미치는 영향의 계수값 역시 .777로 유의수준 .001에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

표 9. 연구모형의 적합도 평가 – 여학생 집단
지수	χ2	df	χ2/df	CFI	TLI	RMSEA
구조모형	86.532	50	1.731	.876	.837	.080
적합기준			≤5	≥.90	≥.90	≤.08
판정결과			적합	부적합	부적합	적합

표 10. ‘여학생 집단’의 모형 경로계수

경 로	경로	경로 계수	S.E	t 값	채택여부
협상효능←정체성현출성	a	.445	.187	2.885**	채택
제약협상←협상효능	b	.816	.214	3.911***	채택
제약협상←정체성현출성	c	-.156	.183	-1.057	기각
참가의도←제약협상	d	.777	.223	3.802***	채택
***p<.001, **p<.01

검증 결과, 여학생 집단의 경우에는 여가정체성 현출성이 높아질수록, 협상 효능감이 증가되지만, 여가제약 협상전략에는 직접적 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 또한 협상 효능감과 제약에 대한 능동적 협상전략이 어우러질수록 여가활동에 대한 참가의도가 간접적으로 증가되는 것으로 나타났다.

Ⅳ. 논의

초기 여가제약 연구는 여가참여와 비참여자를 대상으로 이들의 여가제약에 관한 원인규명을 위하여 여가제약모델을 제시하고 이를 검증하려고 노력이 주류를 이루었다(Crawford, Jackson & Godbey, 1991; Hubbard & Mannell, 2001; Kay & Jackson, 1991). 이처럼 초기 연구에서는 여가제약이 지속적인 여가참여와 수준을 저해하는 부정적 요소이자, 극복하기 어려운 요인으로 여겨져 다양한 여가현장에서 어떠한 요인이 여가제약을 가져오는 가에 많은 관심을 두었다. 그러나 1990년대에 이르러 ‘여가제약 협상’의 개념이 학계에 소개되면서부터, 부정적 여가제약 요인들이 개인의 노력과 의지에 따라 협상, 극복 가능한 요인으로 인지되면서, 최근 여가학 연구 분야에서는 보다 다각적 차원에서 인간의 여가제약 행동을 파악하고자 다양한 노력을 기울이고 있다.

이러한 여가제약–협상행동에 대한 다각적 분석의 사례로는 여가제약과 협상전략, 그리고 레크리에이션 전문화, 진지한 여가, 동기, 몰입 등과 같은 연관변인과의 관계성 검증 연구(최성훈, 2010; 황선환, 서희진, 2009; 황선환, 2009, 2010)라던가 여가동기, 협상 효능감, 여가정체성 현출성과 같은 여가심리학적 변인들을 기존의 여가제약-제약협상 모델에 추가 투입함으로써 추가적인 이해의 폭을 넓히려는 시도 등을 들 수 있다(최성범, 2009; Jun & Kyle, 2011a, b; Loucks-Atkinson & Manell, 2007; White, 2008). 이와 같은 여가제약과 여가제약 협상전략 연구를 통해 축적된 결과물들은 결국 여가제약이 여가참여를 직접적으로 감소시키는 부정적 효과가 있기는 하지만, 여가제약은 긍정적이고 능동적인 제약협상전략을 통해 문제요인을 극복하게 하고 결국 지속적으로 참가를 유지한다는 공통점을 제시한다(최성범, 2009; 최성훈, 2010; 황선환, 2010; Lee & Scott, 2009; Loucks-Atkinson & Mannell, 2007). 즉, 이들 연구는 여가제약이 극복하기 어려운 요인이기는 하지만(Alexandris, Kouthouris & Girgolas, 2007) 여가활동 참여자의 참여의지 즉, 협상에 따라 얼마든지 극복가능 함을 예측해 준다(김경식, 진은희, 구경자, 2009; Hubbard & Mannell, 2001). 또한 향후 연구에서는 여가정체성 현출성과 협상 효능감과 같은 추가 예측변인들의 연구를 통해 여가제약-협상과정에 대한 보다 현실적인 이해가 필요하다는 시사점도 도출되었다.

따라서 본 연구에서는 여가제약 협상과정을 예측해 줄 선행요인 간의 요인규명에 관심을 가지고 Jun & Kyle(2011a)의 여가제약 협상모형을 기반으로 여가정체성 현출성과 협상 효능감 변인이 여가제약협상을 통한 참가의도에 어떠한 영향을 미치는가에 대한 검증을 남녀 집단별로 시도하였으며, 연구결과를 바탕으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 남학생과 여학생 모든 집단에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감은 여가제약-협상전략-참가의도에 긍정적 영향을 미치는 선행변인인 것이 확인되었다. 이러한 결과는 능동적인 여가제약 협상전략의 수립에 대한 영향요인으로써 협상 효능감의 개념을 제안한 바 있는 Hubbard와 Mannell(2001)에 의해 지지된다고 볼 수 있다. 또한 만성질환을 앓고 있는 환자를 대상으로 협상 효능감의 개념을 범주화하고, 여가선택과 참여과정에 있어 협상 효능감의 긍정적 효과성을 검증한 Loucks-Atkinson과 Mannell(2007), 그리고 이들의 모델을 야외 여가활동 참가자를 대상으로 재검증하여 제약과 협상과정에서의 동일한 효과성을 입증한 White(2008)의 연구결과와 일치하는 결과이다.

또한 여가정체성 현출성은 여가활동으로써의 골프참가자를 대상으로 여가제약-협상-참가의 전 과정에 걸쳐 여가정체성의 수준과 강도가 매우 중요한 영향을 미칠 수 있음을 밝힌 Jun & Kyle(2011a,b)의 연구결과를 통해 뒷받침 된다고 볼 수 있다. 여가정체성이 참가자들의 여가제약 인지수준을 낮춘다는 그들의 연구결과를 통해, 골프에 대한 정체성 현출성이 증가될수록, 인지된 제약수준은 감소된다는 점을 예측 할 수 있다.

더불어 여가정체성 현출성의 협상 효능감에 대한 영향력 정도는 남녀 집단에 모두에서 통계적으로 유의미한 긍정적 영향력을 나타냄으로써, 향후 여가제약-협상과정 및 지속 참여의도간의 연구에서 이들 두 변인을 포함한 확장 모델의 검증이 후속적으로 필요함을 시사하였다.

둘째, 남학생 집단은 여가정체성 현출성이 높아질수록 협상 효능감이 증가되고, 나아가 제약 협상전략 및 지속적 여가참가 의도에 까지 긍정적 영향을 주는 것으로 나타나, 제약협상의 전 과정에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감이 선행되는 예측변인임이 밝혀졌다. 종합해 보면, 여가정체성 현출성과 여가활동 참가의도 사이에서 직접효과 뿐 아니라, 협상 효능감과 여가제약 협상전략과의 간접적 매개역할이 존재한다는 것이 밝혀졌다. 더불어, 여학생 집단에 비해 남학생 집단의 경우에는 여가정체성 현출성의 협상전략에 대한 직, 간접 효과가 모두 통계적으로 유의하게 나타나, 제약협상과정에서의 여가정체성 현출성의 상대적 중요성이 더 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여가 활동 유형이 실제로 지각하는 주관적인 여가 체험의 종류에 따라 여가정체성의 수준과 유형이 달라질 수 있다고 주장한 Shamir(1992)와 Stebbins(1992)의 이론을 근거하였을 때, 남학생이 여학생에 비해 스포츠 활동과 같은 적극형 여가를 선호하는 경향이 있으므로(김홍록, 이광욱, 2009)상대적으로 여학생집단 보다 여가정체성 현출성과 협상 효능감이 높다고 볼 수 있다. 또한 원유미(2004)는 대학생들의 여가참여 인식에 관한 연구에서 남학생이 여학생에 비해 여가활동 참여 인식에 관한 만족도가 높게 나타났으며, 여가활동 시간제약도 상대적으로 낮게 나타나 본 연구결과를 뒷받침해주고 있다.

셋째, 여학생 집단의 경우에는 여가정체성 현출성이 높아질수록, 협상 효능감이 증가되지만, 여가제약 협상전략에는 직접적 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 또한 협상 효능감과 제약에 대한 능동적 협상전략이 어우러질수록 여가활동에 대한 참가의도가 간접적으로 증가되는 것으로 나타났다.

종합해 보면, 여학생 집단의 경우에도 남학생 집단과 마찬가지로 여가정체성 현출성이 높아질수록 협상 효능감이 증가되고, 나아가 제약 협상전략에 긍정적 영향을 주는 것으로 나타나, 여가제약 협상 과정에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감의 긍정적 역할이 밝혀졌다. 다만, 주목할 점은 직, 간접적 효과가 동시에 나타난 남학생 집단과는 달리 여학생 집단의 경우, 여가제약 협상과정에서 정체성 현출성과 협상 효능감의 매개역할이 중요하게 부각되었다는 점이다. 또한 남학생 집단에 비하여 여학생 집단은 여가활동의 지속적 참가의도에 있어서 여가제약 협상전략의 상대적 중요도가 더 크게 나타났다. 이러한 연구결과는 여가활동 참여는 내재적 요인이 가장 중요한 결정요인이며, 여성들이 남성에 비해 여가활동을 필요로 하는 내재적 욕구가 크고 그 만족도 역시 상당히 크다고 주장한 Silva와 Weinberg(1994)의 연구결과를 통해 뒷받침된다고 할 수 있다. 또한 여가활동 참여는 협상 효능감이나 여가제약과 같은 변인의 개별적인 문제가 아니라, 효율적 협상과정과 협상에 대한 개인적인 유능감의 성공여부에 달려있음을 제시한 오정학, 김철원(2011)의 연구를 통해 지지될 수 있다.

이상의 연구결과를 통하여 여가정체성 현출성과 협상 효능감은 여가제약 협상전략과 성공적 협상에 따른 여가참가의도 과정에서 주요한 영향을 미치는 선행 변수가 될 수 있음이 확인되었다. 또한 협상 효능감과 여가정체성 현출성의 역할은 남녀 집단에 따라 그 예측성이 상이하여 결과적으로 여가유형, 여가집단에 따라 여가제약-협상전략 모델이 상이하게 적용될 수 있음을 시사해 준다.

Ⅴ. 결론

본 연구는 남녀 집단에 따른 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 여가제약 협상전략 및 여가활동 참가의도 간의 인과관계를 검증하는 데 목적이 있다. 이상의 연구를 수행하기 위하여 서울, 경기지역에 위치한 4년제 대학재학생 296명을 대상으로 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 활용하여 구조방정식 모형분석을 실시하였으며, 다음과 같은 결론을 얻었다.

성별집단에 따라 여가정체성 현출성, 협상 효능감, 여가제약 협상전략, 여가활동 참가의도간의 인과관계를 검증하여 도출된 결과는 다음과 같다.

첫째, 남녀집단 모두에서 여가정체성 현출성이 높아질수록 협상 효능감이 증가되고, 증가된 협상 효능감은 여가제약 협상전략과 지속적 여가활동 참가의도에 까지 긍정적 영향을 주는 것으로 나타나, 여가제약 협상 과정에서 여가정체성 현출성과 협상 효능감이 유의미한 선행변인임이 밝혀졌다.

둘째, 남학생 집단은 여학생 집단에 비해,여가정체성 현출성의 협상전략에 대한 직, 간접적 효과가 모두 통계적으로 유의하게 나타나, 제약협상 과정에서의 여가정체성 현출성의 상대적 중요성이 더 큰 것으로 나타났다.

셋째, 여학생 집단에서는 남학생 집단에 비하여 여가제약 협상과정에서의 여가정체성 현출성과 협상 효능감의 매개역할이 보다 중요하게 부각되었다. 더불어 여가활동의 지속적 참가의도에 있어서 여가제약 협상전략의 상대적 중요도가 또한 보다 크게 나타났다.

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