본 연구는 대학생들의 여가라이프스타일유형을 살펴보고, 각 유형에 따른 여가소비와 심리건강 관련 변인의 차이를 확인하는 것을 목적으로 하였다. 이를 위해 서울과 경기소재 대학에 재학 중인 학생 468명의 자료를 분석하였으며, 그 결과는 다음과 같다. 우선, 대학생의 주요한 여가라이프스타일유형으로 3개의 군집이 추출되었다. 제1군(적극적 여가형)은 감각추구적 여가생활을 하는 경향이 높으며, 무기력적인 여가생활을 하는 경향이 가장 낮은 특성을 갖는다. 제2군(여가무동기형)은 여가에 대한 동기가 매우 낮으며, 무기력한 여가생활을 하는 경향이 매우 높은 특성을 갖는다. 제3군(일중심적 가족여가형)은 삶에서 여가보다 일을 더욱 중요하게 여기며, 주로 가족과 함께 하는 여가활동을 즐기는 경향이 높다. 또한 이들 군집에 따른 여가소비와 심리건강적 특성 간에는 통계적으로 유의미하게 구별되는 차이를 보이고 있다.
사람들은 저마다 독특한 삶의 양식을 가지고 있다. 그리고 그것은 사람들이 저마다 구별되는 행동을 하는데 중요한 영향을 미친다. 최근 일본에서는 젊은 남자들이 남성다움을 강하게 어필하지 않으면서 이성에 대한 관심보다는 자기 자신, 자신의 취미생활 등에 더 많 은 관심을 가지는 ‘이해하기 힘든(?)’ 특성을 설명하기 위해 ‘초식남’, ‘육식남’이라는 신조어가 유행하고 있다. 한국의 언론매체에서도 이러한 동향을 주요하게 다룬적이 있으며(SBS 그것이 알고 싶다, 2009년 7월 11일 방송), 최근에는 차도남, 짐승남과 같은 유사 신조어도 사용되고 있는 실정이다. 이들 유형은 도대체가 이해하기 힘들었던 젊은 세대를 이해할 수 있는 하나의 틀을 재미있게 제시해 주는 효과가 있었으며, 이들을 대상으로 한 소비전략이나 시장세분화에 대한 움직임도 야기시켰다(아시아경제, 2010년 1월 1일).
위의 예와 같이 개인들이 보여주는 독특한 삶의 양식을 라이프스타일(lifestyle) 혹은 생활양식(방식)이라고 한다. 사전적 의미로 라이프스타일이란 ‘생활하는데 있어서의 일정한 양식(민중서림, 1999)’, ‘사회나 집단이 공통적으로 갖고 있는 생활에 대한 인식이나 생활하는 방식(두산동아 네이버사전)’의 뜻을 담고 있다. 그리고 Horley(1992)는 라이프스타일을 ‘특징적인 가치와 신념이 독특한 행동으로 표현되어지는 것’이라 정의하였으며, Lazer(1963)는 라이프스타일을 ‘사회전체 또는 사회의 구성원들이 공통적으로 갖고 있는 타인과 구별되는 특징적인 생활양식으로, 사람들이 개인적 관계를 조직하고, 자원을 사용하여, 사회 및 자연환경과 관계를 맺는 방법을 의미한다’고 하였다. 이러한 정의 속에 몇가지 라이프스타일의 특성을 살펴볼 수 있는 바, 1) 라이프스타일은 동일 집단에 속한 구성원 간에는 공통적인 특성을 보이나, 다른 집단과는 구별되는 특징을 갖는 집단적으로 차별화된 특성이며, 2) 이러한 차이가 오랜시간에 걸쳐 형성되어온 비교적 영속적인 특성을 지닌 안정적인 변인이다(Wells, 1975). 그리고 3) 이러한 특성은 사회 및 환경과 관계맺는 방식에 영향을 미치는, 의도적이고 목적지향적인 행동(Horley, 1992)의 의미를 담고 있다.
‘구별되고’, ‘비교적 안정된’, ‘목적지향적인’ 변인이라는 이 같은 장점들 때문에 학계에서는 그동안 상당히 많은 관련 연구들이 진행되어 왔다. 이들 연구는 접근방식에 따라 크게 2가지의 동향 즉, 거시적 접근과 미시적 접근으로 구분해볼 수 있다. 거시적 접근은 사회전체의 라이프스타일 동향을 파악하려는 목적으로 이루어지는 한편 미시적 접근은 라이프스타일의 이해를 통해 사회를 세분화해보고자 하는데 주요 취지를 둔다. 즉, 소비자의 가치관이나 생활습관의 패턴을 분석함으로써 사회적 경향을 파악, 예측하는 방법을 주로 사용하였으며, 특히 소비자연구에서 많이 이용되어왔다(강봉화, 김홍석, 2000; 최석신, 가타가미 히로시, 이광배, 2003; Gobster, 2002). 여가학의 분야도 주로 후자의 관점에서 연구가 진행되어오고 있는데, 여가와 라이프스타일에 대한 초기 연구는 사람들이 어떤 여가활동을 선택하며, 여가활동의 유형과 인구사회학적인 변인(예컨대, 인종, 성별, 나이, 수입, 교육수준 등) 간에 어떤 관계성이 있는지를 연구하였으며, 이는 현재까지도 주요한 연구주제 중 하나이다(Floyd & Shinew, 1999; Green, Cordell, & Distefano, 2006; Iso-Ahola, Jackson, & Dunn, 1994). 또한 라이프스타일을 유형화함으로써 이들 유형에 따라 여가행동, 여가동기 등 여가소비행동이 어떻게 다른지에 대한 연구도 진행되고 있다(김종순, 원형중, 하지연, 2005). Outdoor Industry Association(2000)은 아웃도어 활동에 참여하는 사람들의 라이프스타일유형으로 일반적 참가형(participants)과 열정적 참가형(enthusiasts)의 2가지 유형을 추출하였으며, 각 유형이 여가시설이용 및 동기에서 차이를 보이고 있음을 밝혀내었다. 또한 Green, Cordell 그리고 Distefano (2006)는 아웃도어 레크리에이션 분야에 적합한 라이프스타일 척도를 개발하는 등 다양한 여가활동에 참여하는 사람들의 라이프스타일을 밝혀내고자하는 시도가 국내외에서 이어지고 있다. 특히 국내의 경우, 라이프스타일과 여가관련 변인 예컨대, 여가활동유형, 여가만족, 여가몰입, 여가심취, 여가제약, 여가동기, 여가태도, 여가관여도, 여가유능감, 건강증진행위, 여가인식 등과의 관계성에 대한 연구(곽선행, 2010; 남외자, 2007; 안병욱, 임영삼, 2010; 지민준, 2007)와 라이프스타일과 심리관련 변인 예컨대, 생활만족, 심리적안녕감, 자아존중감, 정서감 등에 대한 연구(강봉화, 김홍석, 2000; 김동아, 2006; 이광수, 김관진, 2010)가 진행되어 오고 있다.
그러나 이들 연구에서 사용한 라이프스타일은 일반적인 삶의 영역에서의 개인의 관심, 태도, 의견 등에 대한 양식을 의미하는 것으로(Moore & Driver, 2005), 여가참여자들의 여가관련 행동 및 심리를 유효하게 예측하기 위해서는 일반적인 생활양식보다는 여가와 관련한 상황특수적인(domain-specific) 생활양식을 사용하는 것이 더욱 효과적이다(Mennell & Kleiber, 1997; Poulsen 2006). 여가교육의 측면에서 라이프스타일을 보게 되면 더더욱 ‘여가생활’이라는 구체적인 삶의 장면에서의 생활양식을 연구할 필요가 있다. 여가교육은 사람들이 보다 긍정적이고, 건강하며, 바람직한 방식으로 여가생활을 할 수 있도록 도움을 줄 필요가 있으며, 여가라이프스타일에 대한 연구는 이에 대한 어느 정도의 방향성을 제시할 수 있다. 즉, 여가라이프스타일 유형을 밝혀내고, 어떻게 여가생활을 하느냐 즉, 어떤 여가라이프스타일 유형을 갖느냐가 개인의 여가경험과 심리건강 및 삶의 질 측면에서 얼마나 기능적인 역할을 하는가를 확인하는 것은 여가교육의 중요한 기초자료가 될 수 있다.
본 연구는 이러한 필요성을 토대로 여가라이프스타일 유형을 추출하고, 각 유형에 따른 여가소비경험과 심리건강적 측면을 살펴보고자 한다. 긍정적인 여가생활의 지표로 가장 보편적으로 사용되고 있는 여가만족도 이외에 여가활동 중의 정서경험을 주요 변수로 삼았 다. 정서는 개인의 정신건강과 밀접한 관련이 있으며, 정서조절에 실패하거나 부정적인 정서경험이 반복․누적되는 것이 개인의 스트레스와 생리 및 인지적 기능을 저하시키는 역할을 한다(윤가현, 김문수 외, 2005). 여가만족도는 여가생활에 대한 인지적인 평가의 측면을 다루고 있는 반면 여가활동 중 정서경험은 여가활동을 하는 과정 속에서 경험하는 비교적 즉각적인 정서와 기분상태를 평가하고 있어(Mennell & Kleiber, 1997), 이 두변수는 여가와 관련한 인지적 정서와 상태적 정서를 측정하는 것이라 볼 수 있다. Iwasaki와 Mannell(2000)은 여가감정(leisure mood)은 즐겁고 의미있는 여가활동에 참가할 때 상승하며, 이러한 여가감정은 스트레스 대처와 치료에 도움을 준다고 하였다. 김동아(2006)는 라이프스타일이 여가심취에 미치는 영향을 살펴보았는데, 개인중심적이고, 감성추구적인 삶의 양식을 가지고 있을수록 여가심취경험이 더 높음을 보여주고 있다. 이는 여가활동 과정 속에서 느끼는 정서가 개인의 심리건강에 영향을 미치며, 이러한 정서경험에 라이프스타일이 영향을 미침을 보여주는 것이라 볼 수 있다. 이에 본 연구에서는 여가라이프스타일유형에 따라 여가활동을 하는 과정 속에서 느끼는 긍정 및 부정적 정서경험과 여가활동 이후의 인지적 평가정서(여가만족도)에 차이가 있는지를 살펴보고자 한다.
한편 자아존중감과 자기개념은 개인의 현재의 심리건강과 사회 및 환경적 상호작용에 직․간접적인 영향을 미치는 주요한 심리적 특성이면서 대인관계, 진로, 학업 및 직업적 성공, 결혼생활 등 미래의 사회적응과도 높은 상관성을 보이는 변인이다(Rosenberg, 1979; Wegner & Vallacher, 1980). DuBois와 Tevendale(1999)는 긍정적인 자아존중감과 자기개념을 ‘모든 종류의 발달상의 심리문제들을 방어할 수 있는 심리적인 백신(psychological vaccine)’이라고 말하면서 자아존중감과 자기개념이 개인의 심리건강과 적응에 기본요소임을 강조하였다. 여가가 개인의 심리건강에 미치는 영향을 보기 위한 많은 여가학 연구들은 자기존중감과 자기개념을 주요한 종속변수로 사용해오고 있다. 특히 치료레크리에이션 분야에서는 신체적·심리적인 어려움을 가지고 있는 사람들을 대상으로 여가활동이 이들의 자기개념과 적응적인 행동에 긍정적인 영향을 미치는지에 대해 연구해오고 있다(김용국, 강유석, 2009; Duvdevany, 2002). 그러나 여가라이프스타일 연구에 있어서는 자아존중감과 자기개념에 대한 연구가 많이 진행되지는 않았다(김선희, 김창현, 2009; 이광수, 김관진, 2010). 이에 본 연구는 심리건강과 적응의 주요한 변수로 사용되고 있는 자기개념과 자아존중감을 심리건강의 주요 변수로 삼아 여가라이프스타일 유형 간에 어떤 차이가 있는지를 살펴보고자 한다.
본 연구의 목적을 정리하면 다음과 같다. 본 연구는 대학생들의 여가라이프스타일 유형을 살펴보고, 각각의 유형이 어떤 특성을 갖고 있으며, 특히 여가소비와 심리건강적 측면에서 얼마나 기능적인 역할을 수행하는지를 확인하는 것을 목적으로 수행되었다. 구체적으 로, 대학생들의 여가라이프스타일 유형을 추출하고, 각유형에 대한 인구통계학적 분포를 살펴본다. 그리고 대학생들의 여가라이프스타일유형에 따른 여가소비(행동적 특성: 여가시간, 여가비용, 참여여가활동/심리적 특성: 여가만족도, 정서경험)와 심리건강(자기개념, 자아 존중감, 삶만족도)적 특성의 차이를 확인하고자 한다.
주요 측정 변수의 구성 및 문항수
본 연구는 서울과 경기소재 4년제와 2년제 대학 심리학개론, 여가학개론, 사회복지학 관련 과목을 수강하는 학생 516명을 대상으로 설문을 실시하였다. 불성실하게 응답하거나, 조사내용 일부가 누락된 설문지 48부를 제외한 468부가 분석에 사용되었다. 참여자들의 성 별은 남학생이 199명(42.9%), 여학생이 265명(57.1%)이었으며, 1학년 180명(39.2%), 2학년 169명(36.1%), 3학년 70명(15.3%), 4학년 40명(8.9%)이었다. 참여자의 평균연령은 21.31세였다.
1) 설문지의 구성
본 연구의 목적을 위해 측정된 변인의 구성내용 및 문항개수를 살펴보면 다음의 <표 1>과 같다.
2) 설문지의 신뢰도와 구성타당도
본 연구의 목적에 맞는 신뢰롭고, 타당한 설문문항을 채택하기 위해 측정변수의 구성타당도를 확인하였다. 이를 위해 배리맥스 직각회전방식을 이용한 탐색적 요인분석을 실시하였다.
(1) 여가라이프스타일
조사대상자들의 여가라이프스타일을 측정하기 위해 손영미, 오세숙, 우성남(2010)이 개발한 여가라이프스타일 척도를 사용하였다. 본 척도는 여가무기력성, 가족중심성, 감각추구성, 관계중심성, 합리적 계획성, 일중심성 등 6개의 요인(총 35문항)으로 구성되어 있으며, 각 문항은 ‘절대 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’의 5점 척도로 평정된다. 여가라이프스타일에 대한 탐색적 요인분석 결과, 원척도와 동일하게 6개의 요인으로 구성되었으며, 각 요인이 설명하는 변량은 전체 54.23%이었다.
여가라이프스타일 탐색적 요인분석
(2) 여가소비: 여가행동적 특성
조사대상자들의 참여여가활동을 확인하기 위해 개방형 질문으로 ‘주로 하는 여가활동’ 3가지를 기술하도록 하였다. 주관식으로 얻은 ‘주된 여가활동’에 대한 응답내용들은 상위의 여가활동유형으로 재유목화되었다. 구체적으로, 문화관광부에서 조사한 국민생활체육활동 참여실태조사(2000)에서 사용한 6개 분류( ‘스포츠’, ‘취미․교양’, ‘관람․감상’, ‘사교’, ‘관광․행락’, ‘놀이․오락’)를 기초로 하되, 허태균, 박정열, 장훈, 김소례(2007)가 사용하였던 여가활동유형 중 본 연구의 응답결과를 분류하는데 필요하다고 판단되는 ‘휴식활동(잠자기, 산책하기, 휴식하기 등)’과 ‘자발적 참여활동(예: 자선활동, 종교활동, 봉사활동 등)’을 추가하였다.
여가비용과 여가시간은 개방형 단일질문으로 평가되었는데, ‘여가활동으로 지출하는 비용은 일주일에 얼마 정도입니까?’와 ‘귀하의 일주일 평균 여가시간은 어느 정도입니까?’가 그것이다.
(3) 여가소비: 여가심리적 특성
여가라이프스타일과 여가심리적 특성 간의 관계를 살펴보기 위해 여가활동 중 정서경험과 여가만족도를 측정하였다. 먼저, 여가활동 중 정서경험을 측정하기 위해 현재의 기분상태 특히 우울감, 행복감, 분노감을 측정하는 18개의 형용사로 구성되어 있는 형용사 평정 척도인 MCAL(정서측정질문지)를 활용하였다(고려대학교 부설 행동과학연구소, 1998). 즉, 여가활동을 할때 형용사에서 제시하는 기분상태를 얼마나 경험하는지를 5점 척도(1점: 전혀 그렇지 않다, 5점: 매우 그렇다)로 평가하도록 하였다. 본 연구의 자료를 요인분석한 결과, 11문항으로 구성된 2개의 요인(부정정서경험과 긍정정서경험)으로 추출되었으며, 이들 요인의 전체 설명변량은 57.82%이었다.
여가만족도를 측정하기 위해 주로 참여하는 여가활동에 대한 만족정도를 5점 척도로 평정하도록 하였으며, 전반적인 여가만족도를 측정하는 문항(‘전반적으로 귀하의 여가생활에 대해 어느 정도 만족하시는 편입니까?’)을 5점 척도로 물었다.
여가정서경험 탐색적 요인분석
(4) 심리건강 관련 변수
여가라이프스타일과 심리건강 간 관계를 살펴보기 위해 사용된 심리변수는 자기개념과 자아존중감 그리고 삶만족도이다. 먼저, 자기개념은 이훈진과 원호택(1995)이 개발한 질문지를 기초로 서균수(1996)가 수정․보완한 검사를 사용하였다. 본 척도는 신체, 도덕, 성격, 가정, 사회, 능력 등 5개의 하위척도로 구성되어 있으며, 각 5문항씩 전체 30문항으로 이루어져있다. 5점 척도로 측정하고 있으며, 점수가 높을수록 자기개념의 하위요소들에 대해 긍정적으로 평가하고 있음을 의미한다. 요인분석결과, 원척도와 동일하게 6개의 요인이 추출되었으며, 전체 설명변량은 65.62%이었다.
자아존중감은 Rosenberg(1965)가 개발하고, 이영호(1993)가 사용한 검사를 사용하였다. 이것은 개인의 자기존중정도와 자아승인양상을 측정하는 검사로써 긍정적 자아존중감 5문항과 부정적 자아존중감 5문항 등 모두 10문항으로 구성되었다. 각 문항은 ‘절대 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’의 5점 척도로 평정되었다. 요인분석결과, 2개의 요인이 추출되었으며, 전체 설명변량은 64.58%이었다.
자기개념 탐색적 요인분석
삶만족도는 Diener, Emmons, Larsen 및 Griffin(1985)이 개발하였고, 김정운과 이장주(2005)가 번안하여 사용한 생활만족도 척도(satisfaction with life scale)를 사용하였으며, ‘절대 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’의 5점 척도로 구성하였다. 점수가 높을수록 자신의 생활에 대한 만족도가 높음을 의미한다. 신뢰도분석결과 전체 신뢰도를 떨어뜨리는 문항은 없는 것으로 드러났으며, 이들 문항의 신뢰도는 .81이었다.
자아존중감 탐색적 요인분석
본 연구는 대학생들의 여가라이프스타일유형을 추출하고, 각 유형이 갖는 특징을 살펴보는 것을 목적으로 한다. 구체적으로, 대학생들의 여가라이프스타일유형을 파악하기 위해 6개의 여가라이프스타일 요인점수를 토대로 K-means 군집분석을 실시하였다. 일반적으 로 군집을 산출할 때, 각 변수별 척도를 통일하기 위하여 변수를 표준화하여 분석을 수행하는 것이 일반적인데, 본 연구에서 사용된 변수는 요인분석결과 산출된 요인점수로서 이미 표준화되어 있으므로 원 요인점수를 군집분석에 그대로 사용하였다. 본 연구에서는 가장 적절한 군집의 개수가 3개인 것으로 판단되어, 3개의 군집으로 분류하였다. 둘째, 이렇게 묶여진 군집을 중심으로 각 군집에 따른 인구통계학적 특성을 살펴보기 위해 교차분석을 실시하였다. 셋째, 여가라이프스타일군집에 따른 여가소비와 심리건강적 특성 간 차이를 살 펴보기 위해 변량분석과 교차분석을 실시하였다. 모든 자료분석은 SPSS 16.0으로 실시하였다.
대학생의 여가라이프스타일을 살펴본 결과(표 6참고), 여러 사람들과 함께 여가활동을 하는 것을 선호하며(관계중심성 평균: 3.33점), 여가에 관한 정보를 잘 활용하고, 여가비용을 계획적으로 사용하는 경향이 있는 것으로 나타났다(합리적 계획성 평균: 3.19점). 반면 가족과 함께 하는 여가활동을 즐기는 경향이 가장 적은 것으로 나타났다(가족여가중심성 평균: 2.69점). 그리고 남들과 구별되는 독특하고, 모험적인, 개성적 여가를 찾는 경향성(감각추구성)은 보통 수준인 것으로 나타났다(평균: 3.04점).
대학생의 여가라이프스타일 평균과 표준편차
대학생의 여가라이프스타일 요인점수분포를 토대로, 여가라이프스타일유형을 추출하였다. 그 결과, 제 1군은 남들과 구별되고, 스릴감을 느낄 수 있는 개성 있는 여가활동을 좋아하는 성향(감각추구성)이 강한 반면 여가시간에 무엇을 해야 할지 모르겠고, 특별히 할 일이 없고, 별 의미 없이 시간을 보내며, 귀찮아하는 등의 여가무기력적인 성향(여가무기력성)은 낮은 특성을 보이고 있다. 그리고 군집에 따른 여가라이프스타일 요인간 차이검증결과(표 8참조), 제 1군이 다른 군집에 비해 관계중심성향이 높으며(평균: 3.53점), 여가활동을 할때 합리적으로 계획을 세워 실천하는 경향을 보인다(평균: 3.40점). 이상의 결과를 볼 때 제 1군은 개성 있는 여가를 적극적이며, 합리적으로 추구하는 경향성을 반영하고 있다고 판단되어, 군집명을 ‘적극적 여가형’으로 명명하였다.
제 2군은 여가생활에 대해 무기력한 반응을 보이는 성향이 두드러진 반면 일 때문에 여가를 하지 못하거나, 여가를 하면 일에 대한 걱정과 불안이 생기는 등 일중심의 삶을 살아가는 경향(일중심성)은 가장 낮은 것으로 나타났다. 군집에 따른 여가라이프스타일 요인 간 차이검증결과(표 8참조), 제 2군은 가족과 함께 혹은 다른 사람들과 함께 여가생활을 하는 경향이 적으며, 합리적 계획성의 수준도 낮은 것으로 나타났다. 이상의 결과는 제 2군이 타 군집에 비해 여가에 대한 필요성이나 동기가 매우 낮으며, 그 결과 여가에 대한 적극적인 참여가 거의 이루어지지 않는 특성을 반영하고 있다고 판단되어 ‘여가무동기형’으로 명명하였다.
제 3군은 여가시간에도 일을 생각할 때가 많으며, 일을 하지 않으면 불안하고, 일 때문에 여가를 포기하는 경향(일중심성)이 강하다. 그리고 시간이 나면 가족과 함께 하는 여가를 즐기려고 하며(가족여가중심성), 독특하고, 개성이 있는 감각추구적 여가활동을 추구하는 경향성은 낮다. 이러한 특성을 반영하여 제 3군은 ‘일중심적 가족여가형’으로 명명하였다.
여가라이프스타일 군집별 특성
여가라이프스타일 군집분석의 사후검정
인구통계학적 특성에 따른 각 군집별 빈도 차이를 알아보기 위해 교차분석을 실시하였다. 교차분석을 하기에 앞서 빈도분포를 고려하여 학년의 경우 1, 2학년을 저학년으로, 3, 4학년을 고학년으로 재범주화하여 분석하였다. 나이의 경우, 19세 이하를 나이 低집단, 20~22세를 나이 中집단, 23세~27세를 나이 高집단으로 분류하여 분석하였다. 그 결과를 살펴보면 성별, 학년, 나이에 따른 각 군집별 빈도분포가 유의도 .05수준에서 유의미한 통계적 차이를 갖는 것으로 나타났다.
인구통계학적 특성에 따른 군집빈도 차이
여가라이프스타일 유형에 따른 여가소비행태
성별에 따라서는 남성(36.7%)이 여성(25.7%)에 비해 제 1군(적극적 여가형)에 포함된 비율이 높았으며, 여성(38.8%)은 남성(26.7%)에 비해 제 3군(일중심적 가족여가형)에 포함된 비율이 높았다. 학년의 경우, 고학년이 저학년보다 제 1군(적극적 여가형)에 포함된 비율이 높 았으며(고학년 42.4%, 저학년 27.0%), 저학년은 제 3군(일중심적 가족여가형)에 포함된 비율이 높았다(고학년26.3%, 저학년 36.4%). 마지막으로 나이의 경우, 나이中(40.3%)과 나이 低집단(41.7%)이 나이 高집단(30.6%)에 비해 제 2군(여가무동기형)에 포함된 비율이 높았다. 정리하면, 제 1군(적극적 여가형)은 남자대학생과 3, 4학년의 비율이 높으며, 제 2군(여가무동기형)은 22세 이하의 대학생의 비율이 높고, 제 3군(일중심적 가족여가형)은 여자대학생과 1, 2학년의 비율이 높은 특성을 갖는다.
군집분석을 통해 추출된 3개의 여가라이프스타일유형에 따른 여가소비적 특성 구체적으로, 여가비용, 여가시간, 여가만족도, 여가활동에 대한 정서경험 간 차이를 알아보기 위해 변량분석을 실시하였다. 그 결과, 여가시간을 제외한 나머지 변인은 모두 통계적으로 유 의미한 수준에서 군집 간 차이를 보이고 있다. 즉, 여가비용의 경우, 제 2군(여가무동기형)이 타 군집에 비해 한 달 평균 여가활동을 위해 소비하는 금액이 유의미하게 적으며, 제 3군(일중심적 가족여가형)이 가장 많은 금액을 소비하는 것으로 조사되었다(
여가라이프스타일유형에 따른 참여 여가활동
이들 군집의 참여여가활동을 살펴본 결과, 제 1군(적극적 여가형)은 타 군집에 비해 스포츠활동에 참여하는 비율(37.2%)이 가장 높은 것으로 드러났다. 그리고 제 2군(여가무동기형)은 TV시청, 컴퓨터/인터넷 게임, 카드, 바둑/장기/체스 등과 같이 비교적 소극적이고, 활 동성이 적은 ‘놀이․오락활동’에 참여하는 비율이 타군집에 비해 월등히 높으며(23.3%), 잠자기 등과 같은 휴식활동에 참여하는 비율(16.5%)도 비교적 높은 것으로 드러났다.
제 3군(일중심적 가족여가형)은 휴식활동에 참여하는 비율이 14.0%로 여가무동기형(16.5%)과 비슷하게 높은 비율을 보였다. 그러나 관광, 여행 등 ‘여행, 관광행락활동’에 참여하는 비율이 타 군집에 비해 많은 비율을 보이고 있으며(6.1%), 특정한 기술과 능력, 노력이 요구되는 취미교양활동에 참여하는 비율도 타 군집에 비해 다소 높은 비율을 보이고 있다(12.7%).
여가라이프스타일유형에 따른 심리건강적 특성(자기개념, 자아존중감, 삶만족도)간 차이를 살펴본 결과, 각유형에 따라 자기개념, 자아존중감, 삶만족 간에 통계적으로 유의미한 수준의 차이가 있음을 확인할 수 있었다. 자기개념의 경우, 제 2군(여가무동기형)이 제 1군 (적극적 여가형)과 제 3군(일중심적 가족여가형)에 비해 자기개념이 부정적인 것으로 드러났다(
자아존중감의 경우, 긍정적 자아존중감(F=12.332)과 부정적 자아존중감(F=8.012) 모두 유의도 .001수준에서 통계적으로 유의미하게 군집간 차이를 보이고 있다. 구체적으로, 제 1군(적극적 여가형)이 타 군집에 비해 긍정적인 자아존중감 수준은 높으며, 부정적 자아존중감 의 수준은 낮은 것으로 나타났다. 반면 제 2군(여가무동기형)은 타 군집에 비해 부정적인 자아존중감의 수준이 더 높고, 긍정적인 자아존중감의 수준은 더 낮은 것으로 나타났다. 제 3군(일중심적 가족여가형)의 경우, 부정적 자아존중감 수준은 낮지 않으나, 그렇다고 긍정 적인 자아존중감의 수준이 높은 것은 아님을 보여주고 있다.
여가생활유형에 따른 심리건강적 특성
마지막으로 삶만족도의 경우, 제 1군(적극적 여가형), 제 3군(일중심적 가족여가형), 제 2군(여가무동기형)의 순으로 삶에 대한 만족도가 높은 것으로 드러났다 (
여가의 중요성이 강조되고 있는 요즘, 많은 사람들이 ‘여가생활을 어떻게 보내야 하는가?’에 대해 궁금해한다. 또한 여가교육의 현장에서도 ‘보다 긍정적이고 개인에게 도움이 되는 방식으로 여가생활을 보내는 것’에 대한 교육의 수요가 이어지고 있다. ‘어떻게 여가생활을 보내는 것이 바람직한 것일까?’ 본 연구는 이러한 질문에서 비롯되었다. 즉, 다양한 여가라이프스타일유형을 살펴보고, 각 유형이 개인의 여가생활과 심리건강 및 삶의 질과 어떤 관련성이 있는지를 확인함으로써 여가교육에 대한 단초를 얻는 것을 목적으로 하고 있다.
대학생을 대상으로 한 본 연구결과에서 전반적으로 대학생들은 가족중심적 여가생활보다는 관계중심적인 여가생활을 하며, 합리적으로 계획을 세워 여가생활을 즐기는 경향성이 높은 것으로 드러났다. 대학생은 발달주기상 청소년기의 인생구조를 마무리하고, ‘성인시기’로 떠나가는 시기로, 부모 및 가족과의 건강한 분리, 친밀한 관계의 형성 그리고 사회의 구성원으로서의 준비가 중요한 발달과제 중 하나이다(김도환, 정태연, 2002). 대학생들이 가족보다는 동료, 친구 및 다른 사람들과 여가생활을 즐기는 경향성이 높음은 이러한 발달단계상의 특성을 반영하는 것으로 판단된다. 한편 높은 합리적 계획성 경향은 대학생들의 경제력 제약과 디지털문화에 익숙한 세대적 특성으로 설명할 수 있다. 즉, 이들은 경제력이 제한적이기 때문에 보다 저렴한 비용으로 알차게 여가생활을 할 수 있는 방법을 찾는 경향성이 높을 수 있다. 또한 대학생들은 디지털문화에 비교적 익숙하기 때문에 보다 다양한 여가관련 정보를 손쉽게 구할 수 있는데, 이러한 특성이 반영된 결과라 판단된다.
다음으로, 대학생들의 여가라이프스타일 유형을 살펴본 결과, 제 1군(적극적 여가형)은 감각추구적 여가생활을 하는 경향이 높으며, 여가무기력적인 경향성은 낮으며, 3학년 이상과 남자대학생의 비율이 높은 특성을 갖는다. 제 2군(여가무동기형)은 여가에 대한 동기가 매 우 낮으며, 여가에 대해 무기력한 반응을 보이며, 22세 이하의 대학생들이 가장 높은 비율을 차지하고 있다. 제 3군(일중심적 가족여가형)은 삶에서 여가보다 일을 더욱 중요하게 여기며, 감각추구적인 여가생활을 하는 경향성이 가장 낮고, 주로 가족과 함께 여가시간을 보 내는 경향이 강한 특성을 갖는다. 2학년 이하와 여자대학생의 비율이 높은 것으로 조사되었다. 대학생들은 청소년 시절에 비해 월등히 많은 여가시간을 가지게 되므로, 이를 어떻게 활용해야 하는지에 대한 여가능력과 의식을 심어주는 것은 매우 중요한 과제이다(서동균, 2008). 추출된 유형 중 제 2군과 제 3군은 여가에 대한 동기가 아예 없거나, 여가를 중요하게 여기지 않는다는 점에서 여가교육의 주요 대상이 될 수 있다. 또한 이들군집에 속한 조사대상자의 비율이 전체 69.7%라는 점을 감안할 때 여가교육이 시급한 과제임을 추론해볼 수 있다.
셋째, 여가라이프스타일 유형과 여가소비 및 심리건강 변인 간의 차이를 살펴본 결과, 각 유형간 통계적으로 유의미하게 구별되는 특성이 있음을 알 수 있었다. 가장 두드러지게 상반되는 특성을 보이는 군집은 제 1군(적극적 여가형)과 제 2군(여가무동기형)이었다. 이들 군집은 일주일 평균 여가시간에는 별 차이가 없었으나, 제 1군(적극적 여가형)은 타 군집에 비해 여가생활에 대한 만족도는 가장 높고, 여가활동 중 긍정적 정서경험을 많이 하는 반면 부정적인 정서경험은 적게 하는 것으로 드러났다. 심리건강적 측면에서도 타 군집에 비 해 더욱 긍정적인 자기개념과 자아존중감을 갖고 있으며, 삶에 대한 만족도도 높은 것으로 드러났다. 반면 제 2군(여가무동기형)은 타 군집에 비해 여가만족도가 가장 낮고, 여가활동 중 부정적인 정서경험을 많이 하며, 긍정적인 정서경험은 상대적으로 적게 하는 것으로 드 러났다. 심리건강 측면에서도 가장 부정적인 지표를 보이고 있는데, 자기개념, 자아존중감, 삶에 대한 만족도수준이 모두 타 군집에 비해 가장 낮은 것으로 드러났다. 이상의 결과는 참여하는 여가활동을 통해 일부 설명해볼 수 있다. 제 2군(여가무동기형)의 경우, 컴퓨터, 게임, TV시청, 당구/포켓볼 등의 ‘놀이․오락활동’에 참여하는 비율이 전체의 23.3%이며, ‘휴식활동’에 참여하는 비율이 전체의 16.5%에 달하고 있어 세 군집 중 가장 높은 비율을 차지하고 있다. 놀이․오락활동은 주로 즉각적인 재미를 목적으로 하고 있으며, 실내에서 하는 비교적 소극적인 여가활동들을 포함하는 것으로, 한국과 독일대학생들의 여가활동과 만족도를 살펴본 연구에 따르면(김정운, 이장주, 손영미, 허태균, 2005), 한국대학생들의 경우, 자신이 자주 참여하는 여가활동인 ‘놀이 및 오락활동’에 대해 매우 낮은 만족도를 보인다고 보고하고 있다. 반면 제 1군(적극적 여가형)은 축구와 같은 스포츠 활동에 참여하는 비율이 37.2%에 달하고 있다. 많은 연구결과들이 아웃도어 레크리에이션, 커뮤니티활동, 신체활동, 사회적 상호작용성을 촉진하는 적극적인 여가생활이 개인의 심리건강 및 정신기능에 도움이 됨을 보여주고 있어, 본 연구결과의 맥을 같이 하고 있다(최성훈, 이연주, 2005; Henderson & Bialeschki, 2005). 김동아(2006)는 여가스포츠활동에 참여하는 사람이 그렇지 않은 사람에 비해 긍정적인 정서가 높았으며, 부정적인 정서를 낮음을 밝혔다. 그리고 여가활동유형과 행복한 삶과의 관계를 연구한 김양례(2009)는 휴식활동보다 스포츠활동을 하는 사람의 경우 긍정적 인생관을 가지며, 행복한 삶을 살고 있다고 평가하는 경향이 있다고 보고하였는데, 이 역시 본 연구 결과와 맥을 같이 하고 있다.
넷째, 제 3군(일중심적 가족여가형)의 군집특성에 대해 주목할 필요가 있다. 먼저 여가소비적 측면에서 볼때, 제 3군(일중심적 가족여가형)은 여가에 대한 만족도 수준은 비교적 높은 편이나 여가활동을 하는 과정에서는 부정적 정서도 상대적으로 많이 경험하고 있었다. 이러한 경향은 제 3군이 주로 참여하는 여가활동이 ‘가족을 중심으로 하는 여가’이며, 여가만족도란 ‘여가활동에 대한 인지적인 평가과정을 반영하는 것’이라는 점에서 일부 이유를 찾을 수 있다고 판단된다. 즉, 가족과 함께 하는 여가활동은 가족의 욕구를 맞추어야 하고, 협상을 해야 한다는 점에서 힘들고, 행여 자신이 하고 싶은 여가활동을 양보해야 하는 경우에는 그다지 즐겁지 않을 수도 있다. 그러나 여가활동을 마친 후 인지적으로 평가를 할 때는 가족여가가 매우 의미있고, 중요한 일로 평가될 수 있다. 한편 제 3군이 주로 참여하는 여가유형을 통해서도 이유를 찾을 수 있는 바, 제 3군은 타 군집에 비해 ‘취미․교양활동’에 참여하는 비율(제 1군: 11.5%, 제 2군: 9.1%, 제 3군: 12.7%)이 다소 높은 것으로 나타났다. 취미교양활동은 학원다니기, 문예활동, 악기연주 등 특정한 기술과 능력, 노력이 요구되며, 재미를 목적으로 하기도 하지만 재미와는 상관없는 활동이기도 하다. 따라서 돌이켜 생각해보면 의미있고, 중요한 일이지만(인지적 평가), 여가활동을 하는 당시에는 어렵고 힘들 수 있다(정서적 경험)고 보여진다.
본 연구의 목적은 여가라이프스타일 유형을 살펴보고, 각 유형에 따른 여가소비와 심리건강적 특성을 파악하는데 있다. 그 결과를 보면 첫째, 대학생들은 관계 중심적이며, 합리적으로 계획을 세워 여가생활을 즐기는 경향이 높으며, 가족중심적인 여가생활을 하는 경향 성이 가장 낮은 것으로 나타났다. 둘째, 대학생들의 여가라이프스타일 유형으로, 제 1군(적극적 여가형)은 감각추구적 여가생활을 하는 경향이 높으며, 여가무기력적인 성향이 낮았고, 3학년 이상, 남자대학생의 비율이 높다. 제 2군(여가무동기형)은 여가에 대한 동기가 매우 낮고, 여가에 대해 무기력한 반응을 보이는 성향이 높으며, 22세 이하의 대학생 비율이 높은 특성을 갖는다. 제 3군(일중심적 가족여가형)은 삶에서 여가보다 일을 더욱 중요하게 여기며, 감각추구적인 여가생활을 하는 경향성이 가장 낮고, 주로 가족과 함께 여가시간을 보 내는 경향이 강하다. 2학년 이하, 여자대학생의 비율이 상대적으로 높은 것으로 드러났다. 셋째, 여가라이프스타일 유형에 따라 여가소비(여가시간, 여가비용, 여가활동, 여가만족도, 여가정서경험)적 특성에 차이가 있는것으로 나타났다. 넷째, 여가라이프스타일 유형에 따라 심리건강적 측면에서 유의미한 차이가 있는 것으로 드러났다.
본 연구는 ‘여가생활’이라는 구체적인 상황맥락에서의 대학생들의 라이프스타일을 살펴보았으며, 어떤 여가생활방식을 취하는 것이 보다 건강하고, 기능적인 삶에 도움이 되는지에 대한 시사점을 제공한다는 점에서 의미가 있다고 보여진다. 그럼에도 불구하고 적지 않은 연구의 제한점을 내포하고 있다. 마지막으로 본 연구의 제한점과 연구결과를 토대로 추후 연구에 대해 정리해 보고자 한다. 첫째, 본 연구는 조사대상자의 약 75%가 1, 2학년 학생들로 구성되어 있으며, 4년제와 2년제 대학생을 함께 추출하였다. 이러한 편의표집의 특성이 연구결과에 영향을 미쳤을 가능성이 있음을 염두에 두고, 결과를 해석해야 할 것이며, 후속연구에서는 이러한 제한점을 보완한 조사대상자의 표집이 요구된다. 둘째, 본 연구는 여가시간과 여가비용을 개방형의 단일문항으로 묻고 있어, 조사대상자들이 얼마나 정확하게 자신의 일주일의 삶을 돌아보고, 계산을 해서 응답을 했는지 확신하기 어렵다. 그리고 이를 확인하거나 보완할 수 있는 추가문항을 묻지 않았다는 점에서 여가시간과 비용에 관련한 연구결과는 해석과 일반화에 유의할 필요가 있다고 판단된다. 셋째, 본 연구자들이 여가라이프스타일 유형에 따른 여가소비와 심리건강간 관계에 관한 연구를 수행한 동기는 ‘보다 건강하고 긍정적인 방식으로 여가생활을 보낸다는 것이 무엇인가’에 대한 궁금증을 해결하고자 하는 학문적 욕구에서 출발하였다. 그러다보니 긍정적인 여가생활을 한다는 것에 대한 준거지표로 여가소비와 심리건강 관련 변수를 측정하게 되었으며, 비교적 많은 여가와 심리관련 종속변수를 측정하게 되었다. 그리고 여가라이프스타일과 여가소비나 심리건강 관련 변수에 대한 관계성만을 살펴보았을 뿐 여가라이프스타일이 이들 변수에 어떤 과정을 통해 영향을 미치는지 등과 같은 보다 심층적이고, 구체적인 분석이 이루어지지 못하였다. 추후연구에서는 여가라이프스타일과 특정 변수에 대한 매개 및 중재효과, 인과관계 등 보다 심도깊은 분석이 필요할 것이라 사료된다. 넷째, 본 연구결과 중 제 3군(일중심적 가족여가형)의 자아존중감 경향성을 주목해볼 필요가 있다. 제 3군은 제 1군(적극적 여가형)만큼 자신을 부정적으로 바라보는 경향성(부정적 자존감)이 낮은 반면 제 2군(여가무동기형)만큼 자신을 긍정적으로 바라보는 경향(긍정적 자존감)도 낮은 것으로 나타났다. 이상의 결과는 일중심의 가족여가적 삶은 부정적 자존감을 낮추는 것을 막는 효과는 있지만 그렇다고 자신의 자존감을 긍정적으로 세우지는 못할 수 있음을 시사한다. 즉, 여가라이프스타일유형이 개인의 긍정과 부정적 자존감에 서로 다르게 영향을 미칠 수 있음을 시사하는 것으로 앞으로의 연구를 통해 여가라이프스타일유형이 개인의 긍정적, 부정적 심리체계에 미치는 관계양상을 보다 면밀히 살펴볼 필요가 있음을 시사한다.
