그동안 여가레크리에이션학 연구영역에서는 인간의 여가행동을 설명하기 위해 다양한 관점 에서 연구를 수행하여 왔다. 인간의 여가행동은 복잡한 요인에 의해 영향을 받으므로, 어떤 특정 요인만으로 설명하기 어려울 것이다. 인간의 여가행동에 대한 사회과학자들의 설명 노력은 여가제약의 개념 정립 및 모형 구축의 결실로 나타났다. 현재까지 진행된 여가제약에 관한 연구들(Crawford & Godbey, 1991; Jackson, 1991; Jackson, Crawford & Godbey, 1993)은 개인이 여가활동에 참가하고, 참가의 결과물인 만족감을 경험하는데 방해가 되는 요인을 규명하여 왔으며, 인간의 여가행동을 이해하고 효과적인 여가정책 수립에 필요한 중요 정보들을 제공하는데 기여하였다.

그러나 최근에는 여가제약에 대한 새로운 관점의 연구들이 증가하고 있는 추세이다. 선행 연구들(Jackson et al., 1993; Scott, 1991; Shaw, Bonen & McCabe, 1991)은 여가제약이 항상 여가참가를 방해하거나 감소시키는 것이 아니 라는 기존의 전제와 다른 결과들을 보고하고 있다(이유리, 박미석, 2006).

Jackson 등(1993)은 Crawford 등(1991)의 위계적 여가제약 모형을 보완하여 여가제약의 협상 모형을 구축하였는데, 이 모형은 여가참가가 여가제약에 대한 성공적인 타협의 결과라는 것을 설명하고 있다. 이후 여가참가를 설명하기 위한 여가제약협상 모형에 관한 여러 연구들(정소연, 2004; 김경식, 황선환, 2011; 황선환, 서희진, 2009; Hubbard & Mannell, 2001)이 수행되어 오고 있다.

그렇다면 여가제약협상과 관련된 다양한 연구들이 진행되어 온 현 시점에서 여가제약협상 모형이 개인의 여가참가를 완벽하게 설명하고 있는가에 대한 의문을 제기할 수 있을 것이다. 왜냐하면 여가참가와 참가과정은 여가제약이나 여가제약협상이외에도 다양한 사회환경적 변수(Bandura, 1997)나 타자와의 상호작용 및 사회 구조(Bronfenbrenner, 1979)에 의해 영향을 받기 때문이다. 인간은 여가 관련 사회 환경체계와의 상호작용을 통하여 여가참가와 비참가 행동을 결정하게 된다(Raymore, 2002). 이러한 근거들은 사회 환경적 요인이 여가참가에 유의한 영향을 미치는 변수임을 시사하고 있다.

사회 환경적 요인으로는 시설, 프로그램, 지도자, 가족, 친구나 동료 등이 있으나, 여가참가에 영향을 미치는 주요 변수로서 가족, 동료⋅친구 등의 사회화주관자 요인을 고려할 수 있을 것이다. 사회화주관자 가운데 중요타자 (significant others)는 여가참가와 여가활동 역할 학습, 여가에 대한 태도, 가치관 형성에 중요한 영향을 미친다. 중요타자 가운데 가족은 여가참가를 포함한 사회역할 학습이나 사회화에 가장 중요한 영향을 미치는 준거집단이며, 동료⋅친구들 또한 사회생활에서 매우 활발한 상호작용을 통하여 상호 여가참가에 영향을 미친다(김경식, 이경선, 2013).

여가참가에 대한 중요타자의 지지나 격려는 여가참가 시 직면하게 되는 여러 가지 제약요인을 극복하는 협상 능력을 강화시켜(Tercan, 2014), 여가참가를 촉진시킬 것으로 추론된다. 중요타자의 여가지지란 가족, 동료⋅친구로부터 얻게 되는 여가참가에 필요한 유⋅무형의 지원을 의미하며, 피사회화자의 여가사회화에 중요한 영향을 미치는 변수를 말한다. 여가제약협상이 개인적 노력에 한정된 여가제약 극복 노력에 해당된다면, 중요타자의 여가지지는 혼자서 극복하기 어려운 여가제약을 가족이나 동료⋅친구의 여가지지를 통해 여가제약협상 능력을 강화시킴으로써 여가참가를 촉진시키는 중요한 변수라 할 수 있다(김경식, 이경선, 2013). 중요타자의 여가지지 중요성은 다음의 사례를 통해서도 살펴볼 수 있을 것이다. 한가족구성원이 여행 계획을 가지고 있을 때 가족으로부터 강력한 경제적, 정보적, 정서적 여가지지를 받는다면 여가제약에 직면하더라도 스스로 이를 극복하고자 노력할 것이며 여행을 갈 가능성이 높아질 것이다. 반대로, 가족의 여가지지를 받지 못하거나 오히려 만류를 하게 된다면 여가제약을 극복하고자 하는 노력 또한 약화되어 여행을 가지 못할 가능성이 높아질 것이다.

중요타자의 여가지지가 여가제약협상 및 여가참가에 중요한 영향을 미칠 수 있는 변수임 에도 불구하고, 이에 대한 경험적인 연구는 매우 부족한 상황에 있다. 그 이유는 중요타자의 여가지지 척도가 부재한 까닭에 여가지지 관련된 연구를 수행하기 어려웠던 데서 그 원인을 찾을 수 있을 것이다. 최근에 김경식, 이경선(2013)은 여가제약협상 및 여가참가에 있어서 중요타자의 여가지지 변수의 역할을 고려하여 중요타자의 여가지지 척도를 개발함으로써 여가제약협상 및 여가참가에 관한 연구의 확장에 기여할 것으로 보여진다. 또한 이들은 피사회화자가 스포츠여가활동에 참가하기 위해 비스포츠 여가활동보다 중요타자의 더 많은 여가지 지가 필요하다고 보고함으로써 중요타자의 여가지지 중요성을 주장하였다.

중요타자의 여가지지와 여가제약협상 및 여가참가에 관한 직접적인 연구는 거의 전무하지 만, 관련 선행연구들을 통해서 변수들간의 관련성을 추론할 수 있다. 중요타자의 여가지지는 여가제약협상 및 여가참가를 설명하는 중요한 피설명변수로 가정할 수 있다. 이는 중요타 자의 여가지지가 여가제약협상 및 여가참가보다 시간적, 논리적으로 선행하기 때문이다. 다시 말해서 중요타자로부터 여가지지를 받고 여가에 참가하면서 다양한 여가제약을 경험하게 되고 이를 극복하고자 하는 여가제약협상 능력을 발휘하게 되며, 결국 협상 정도에 따라 여가참가가 결정된다는 것이다. 이러한 가정은 다음의 연구들을 통해서도 뒷받침된다. 중요타 자의 여가지지는 여가사회화 촉진, 여가제약 극복 또는 협상(Brown et al., 2001)이나 자기 효능감 향상(Orsega-Smith et al., 2003), 스트레스 감소 및 건강증진 등의 여가활동 참가 결과(Coleman & Iso-Ahola, 1993; Iso-Ahola & Park, 1996)에 영향을 미치는 변수로 보고되거나 추론되고 있다. 사회경제적 배경이 상이한 주부들을 대상으로 활동적 여가를 위한 인지된 제약과 사회적 지지를 연구한 Brown 등(2001)에 따르면 파트너, 가족, 친구로부터의 사회적 지원은 여가참가에 더욱 좋은 위치로 접근 가능하도록 한다고 하였다(김경식, 이경선, 2013). 이 선행연구는 중요타자의 지지가 여가제약을 극복하도록 도와줌으로써 여가참가 가능성을 높여주고 있음을 보여주고 있다.

여러 선행연구(김경식, 황선환, 2011; 황선환, 2009; Hubbard & Mannell, 2001)에서는 여가 제약협상이 여가참가 수준을 결정하는 것으로 보고하여 왔기 때문에, 이들 변수간의 관련성에 대해서는 의문의 여지가 없을 것이다. 황선환(2009)은 여가제약과 여가제약협상 및 여가 참가의 관계에서 여가제약에 직면할 경우 여가 제약협상 전략을 통해 여가참가가 결정된다고 보고하였다. 여가제약협상 경쟁모형을 검증한 Habbard와 Mannell(2001)은 여가제약협상이 여가참가에 유의한 영향을 미친다고 보고함으 로서 국내외 후속 연구의 활성화에도 큰 기여를 하였다. Loucks-Atkinson과 Mannell(2007)은 류머티즘을 앓고 있는 사람들을 대상으로 한 연구에서 여가제약협상이 여가참가에 긍정 적인 영향을 미친다고 주장하였다. 이밖에도 국내외의 여러 연구들은 여가제약협상과 여가 참가의 관련성을 지지하고 있다. 이러한 선행 연구들은 여가참가자가 여가제약협상이라는 적극적, 능동적 노력이나 대처를 하게 될 경우 여가참가가 촉진된다는 사실을 보여주고 있다.

그러나 지금까지 여가레크리에이션학 연구영 역에서는 중요타자의 여가지지와 여가제약협상 및 여가참가에 관한 연구가 진행되지 않았기 때문에, 이들 변수들간의 관련성을 단정하기 어려운 실정이다. 만약 중요타자의 여가지지가 여가제약협상 능력을 강화시키고, 이것이 여가 참가를 촉진하는 사회심리적 메커니즘을 보이고 있다면, 변수간의 관계 정도를 경험적으로 밝혀내야 할 것이다.

따라서 본 연구는 그동안 여가레크리에이션학 연구영역에서 진행되어 온 여가제약협상과 여가참가에 관한 연구를 기초로 중요타자의 여가지지와 여가제약협상 및 여가참가에 관한 이론적 모형을 구축함으로써 체육학 지식체 형성에 기여함은 물론, 나아가 여가정책에 필요한 기초자료를 제시하는데 그 필요성 및 의의가 있다. 이에 본 연구는 중요타자의 여가지지와 여가제약협상 및 여가참가에 관한 연구모형을 설정한 다음, 이론가꾸기를 통해 현실 적합도가 높은 모형을 도출하고, 모형에 포함된 변수 들간의 직간접적인 관계를 규명하고자 한다.

이러한 연구목적을 달성하기 위하여 이 연구에 서는 다음과 같은 연구모형을 설정하고자 한다.

중요타자의 여가지지는 가족의 여가지지와 동료⋅친구의 여가지지로 나누어지며, 여가제약협상에 영향을 미치는 것으로 가정하였다. 여가제약협상은 여가활동 동반자 탐색 노력, 여가활동 열망변화 노력, 여가활동비 마련 노력, 여가활동 강도조절 노력, 여가활동 에너지 충전 노력으로 구성되어 있으며, 여가참가에 영향을 미치는 것으로 가정하였다. 여가제약협상은 가족의 여가지지, 동료⋅친구의 여가지지와 여가참가를 매개하는 변수로 가정하였다.

이 연구에서는 다음과 같은 가설적 명제를 설정하고 이를 검증하고자 한다.

이 연구는 2013년 서울시에 거주하고 있는 만 19세 이상의 성인을 연구대상으로 선정하였다. 이 연구에서는 유의표집법(purposive sampling method)을 이용하여 320명을 추출하였다. 표집된 320명 중 응답이 불성실한 자료를 제외하고 최종분석에 사용된 자료는 총 310명이었다(표 1 참조).

이 연구는 중요타자의 여가지지와 여가제약 협상 및 여가참가의 관계를 규명하기 위하여 크게 사회인구통계학적 특성, 중요타자의 여가 지지, 여가제약협상, 여가참가로 설문지를 구성 하였다. 사회인구통계학적 특성은 성, 연령, 학력, 소득, 직업 등 5개 문항으로 측정하였다.

중요타자의 여가지지는 사회화주관자로부터 얻게 되는 유무형의 지원으로서, 가족의 여가 지지와 동료⋅친구의 여가지지로 구성된다. 이설문지는 김경식, 이경선(2013)에 의해 개발되었다. 이 연구에서는 탐색적 요인분석을 통해 2개의 하위요인과 26개 문항으로 구성하였다.

여가제약협상은 김경식, 황선환, 원도연(2011)에 의해 개발되고, 김경식, 황선환(2011), 황선환, 최홍석(2012) 등에 의해 사용된 설문지이다. 이 연구에서는 탐색적 요인분석을 통해 5 개의 하위요인과 16개 문항으로 구성하였다. 중요타자의 여가지지와 여가제약협상은 ‘전혀 그렇지않다(1점)’에서 ‘매우그렇다(5점)’까지 5단계 리커트 척도로 측정하였다. 여가참가는 참가빈도 또는 참가수준을 의미하며, 평균 주당 참가횟수로 측정하였다. 이 연구에서는 선행연구에 토대하여 여가참가를 여가 참가빈도로 측정하였다. 여가제약협상 관련 구조모형 검증에 관한 선행연구(김경식, 2009; 황선환, 2009; Hubbard & Mannell, 2001)에서는 여가참가를 참가빈도, 참가기간, 참가강도를 측정하는 경우도 있으나, 확인적 요인분석 시 참가기간과 참가강도의 추정치가 매우 낮게 나타나고 있으며, 구조모형 분석 시 제외하고 있다. 구조모형 검증에 관한 선행연구에서는 이러한 이유 때문에 여가참가의 변수로 참가빈도만을 구성하고 있다.

타당도는 연구에서 측정하고자 하는 내용을 연구의 성격이나 내용에 적합하게 측정하고 있는 가를 나타내는 개념이다. 이 연구에서는 설문지의 타당도를 검증하기 위하여 탐색적(EFA), 확인적 요인분석(CFA)을 실시하였다. EFA는 주성분분석(principal components)과 직교회전(varimax) 방법을 사용하였다. 그리고 이 연구 에서는 신뢰도분석을 통하여 하위요인별 신뢰도를 검증하였다. 자세한 내용은 <표 2, 3, 4, 5>와 같다. <표 2>에 의하면, 중요타자의 여가지 지는 2개의 하위요인과 26개 문항으로 구성되었으며, 전체 설명력은 60.2%로 나타났다. 요인 1과 요인2는 각 13개 문항씩으로 구성되었으며, 가족의 여가지지, 동료⋅친구의 여가지지로 명명하였다. 신뢰도 계수는 .927로 높게 나타났다.

<표 3>은 여가제약협상에 관한 탐색적 요인 분석 및 신뢰도 분석 결과이다.

<표 3>에 의하면, 여가제약협상은 5개의 하위요인과 16개 문항으로 구성되었으며, 전체 설명력은 71.7%로 나타났다. 요인1은 6개 문항으로 구성되었으며, 여가활동 동반자 탐색 노력, 요인2는 3개 문항으로 구성되었으며, 여가 활동 열망변화 노력으로 명명하였다. 요인3은 3개 문항으로 구성되었으며, 여가활동 강도조절 노력으로 명명하였다. 요인4는 2개 문항으로 구성되었고, 여가활동비 마련노력, 요인5는 2개 문항으로 구성되었으며, 여가활동 에너지 충전 노력으로 명명하였다. 여가지지의 신뢰도 계수는 .927이상, 여가제약협상의 신뢰도 계수는 .702이상으로 높게 나타났다.

<표 4>는 탐색적 요인분석 결과를 토대로 확인적 요인분석을 실시한 결과이다. <표 4>에 의하면, 외생변수의 경우 가족의 여가지지는 .684이상, 동료⋅친구의 여가지지는 .600이상으로 나타났다. 내생변수의 경우 여가활동 동반자 탐색 노력은 .662이상, 여가활동 열망변화 노력은 .494이상, 여가활동 강도조절 노력은 .484이상, 여가활동비 마련 노력은 .755이상, 그리고 여가활동 에너지충전 노력은 .767이상으로 나타났다.

<표 5>는 측정모형의 적합도 검증 결과를 나타내고 있다. 적합도 검증을 실시한 결과, 측정 모형 적합도 지수는 전반적으로 양호한 것으로 나타났다. 카이자승값은 유의하게 나타났으나, 표준카이자승값(χ2/df)은 기준치를 충족시켜 주고 있다. GFI(goodness-of-fit index)는 .85로서 양호하게 나타났으며, RMSEA(root mean square error of approximation), NFI(normed of fit index), CFI(comparative fit index)는 모두 기준치를 충족시켜 주는 것으로 나타났다. 이러한 적합도 지수는 측정모형이 현실에 잘 부합된다는 것을 의미하며, 구조모형 및 가설 검증을 위한 기본 조건을 갖추었다고 볼 수 있다.

이 연구는 자기평가기입법으로 설문 조사를 실시하였으며, 수집된 자료는 SPSSWIN 20.0과 AMOS 18.0 프로그램을 활용하여 통계처리 하였다. 자료처리 방법은 신뢰도분석(reliability analysis)과 공변량구조분석의 통계기법이 활용되었다.

1) 모형검증

이 연구는 중요타자의 여가지지와 여가제약 협상 및 여가참가에 대한 적합도 검증을 실시한 다음, 모형에 포함된 변수들간의 관계를 규명하고자 한다. 이 연구에서는 χ², χ²/df, GFI, RMSEA, NFI, CFI 등을 사용하여 구조모형의 적합도를 검증하였다. <표 6>은 구조모형에 대한 적합도를 나타내주는 결과이다.

<표 6>에 따르면, 연구모형은 χ²값은 2919.473 으로서 통계적으로 유의하게 나타났으며, GFI는 .664로서 적합 기준치에 미달하고 있다. 또한 RMSEA 역시 .092로서 .08이상을 초과하고 있으 며, NFI는 .705, CFI는 .766으로 적합기준치 .90 에 크게 못 미치고 있다. 적합도가 낮은 상황에서 모형에 포함된 변수들간의 관계를 논의하는 것은 무의한 일이라 사료된다. 모형의 적합도를 높이기 위해서는 모형가꾸기를 해야 한다. 모형 가꾸기는 일반적으로 Anderson과 Gerbing(1988)이 제안한 모형수정 과정을 따르고 있다. 이들 학자들은 모형수정 방안으로 통계적으로 유의하지 않은 경로를 제거하고 오차항간의 공변량을 자유화시키는 방안을 제안하고 있다. 이 연구에 서는 무의미한 경로제거와 오차항간의 공변량 자유화를 통해 모형을 수정하고자 한다.

2) 수정모형 및 모형비교

이 연구에서는 중요타자의 여가지지와 여가 제약협상 및 여가참가 사이에 통계적으로 유의 하지 않은 경로를 제거하였다. 즉, 가족의 여가 지지(ksi1)와 여가활동 동반자 탐색 노력(eta1), 여가활동 동반자 탐색 노력(eta1)과 여가참가 (eta6), 여가활동 열망변화 노력(eta2)과 여가참가(eta6), 여가활동 강도조절 노력(eta4)과 여가 참가(eta6), 여가활동 에너지충전 노력(eta5)과 여가참가(eta6)의 관계를 제거하였다. 또한 중요타자의 여가지지(문항2와 문항3, 문항5와 문항7, 문항8과 문항13, 문항14와 문항17, 문항18 과 문항19, 문항22와 문항26)의 측정오차항간의 공변량을 자유화시켰다.

<표 7>은 수정모형에 대한 적합도를 나타내고 있다. <표 7>에 의하면, 수정모형의 카이자승값(χ²)은 여전히 통계적으로 유의한 것으로 나타났으나, 연구모형에 비해서는 1587.925나 감소하였다. 모형의 적합도를 판정할 때에는 카이자승값에만 의존하지 말고 다른 지수들을 함께 고려해야 한다. 수정모형의 표준카이자승값 (χ²/df) 또한 연구모형에 비해 감소하였으며, 적합기준을 충족시켜 주고 있다. GFI는 .90이하로 나타나고 있긴 하지만 .664에서 .838로 상승 하였다. RMSEA는 .092에서 .048로 크게 감소하였으며, 적합기준 .08이하를 충족시켜 주고 있다. NFI는 .900에서 .905, CFI는 .766에서 .939로 향상되었으며, 적합기준 .90이상을 충족시켜 주는 것으로 나타났다. 이 연구는 수정모형을 중요타자의 여가지지와 여가제약협상 및 여가참가에 관한 이론모형으로 제안하고자 한다.

<표 8>은 중요타자의 여가지지와 여가제약 협상 및 여가참가의 관계를 검증한 결과를 나타내고 있다.

<표 8>에 의하면, 중요타자의 여가지지는 전반적으로 여가제약협상에 통계적으로 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다. 여가제약협상 중 여가활동비 마련 노력만이 여가참가에 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났 다. 따라서 가설1 - 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 그리고 가설 2-3은 채택되며, 가설1 - 1, 2 - 1, 2, 2 - 4, 5는 기각되었다.

<그림 2>는 <표 8>의 결과를 모형으로 표현한 것이다.

<그림 2>에 의하면, 중요타자 중 가족의 여가지지는 여가활동 열망변화, 활동비 마련, 강도조절, 에너지 충전 노력에 영향을 미치고 있으며, 동료⋅친구의 여가지지는 여가제약협상의 모든 변수에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여가제약협상 가운데 여가활동비 마련 노력은 여가참가에 유의한 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 중요타자의 여가지지는 여가제약협상의 활동비마련 노력을 통하여 여가참가에 의미 있는 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

<표 9>는 인과효과를 분석한 결과이다. <표 9>에 의하면, 가족의 여가지지는 여가활동비 마련 노력(.220×.448=.098)을 통하여 여가참가 에, 그리고 동료⋅친구의 여가지지는 여가활동비 마련 노력(.169×.448= .075)을 통하여 여가 참가에 간접적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 다시 말해서, 가족이나 동료⋅친구의 여가지지는 여가제약협상 노력을 강화시킴으로써 여가참가를 촉진시키는 중요한 변수임이 밝혀졌다.

그동안 여가레크리에이션 연구영역에서는 여가참가에 영향을 미치는 변수를 분석하기 위하여 여가동기, 여가제약, 여가제약협상 등의 역할을 규명하여 왔다. 여가제약협상에 관한 연구는 여가제약이 극복가능하다는 측면에서 접근하고 있으며, 여가제약 연구 영역의 확장에 기여하였다. 여가제약협상은 개인적 측면에서 여가제약을 극복하는 것이라면, 중요타자의 여가지지는 사회화주관자가 피사회화자의 여가에로의 사회화를 장려하고, 여가제약을 극복하도록 정서적, 정보적, 물질적 지지를 제공함으로써 피사회화자의 여가참가에 긍정적 영향을 미치게 된다. 중요타자의 여가지지에 관한 연구는 측정도구의 부재로 인하여 미흡한 실정이었다. 그러나 최근에 김경식, 이경선(2013)은 중요타자의 여가지지 척도를 개발함으로써 후속 연구를 활성화시킬 수 있는 중요한 계기를 마련하였다. 이 연구는 중요타자의 여가지지가 피사회화자의 여가제약협상 및 여가참가에 영향을 미치는지에 대한 의문에서 시작하게 되었다. 분석 결과, 중요타자의 여가지지는 여가제약협상을 통하여 여가참가에 간접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 의미 있는 결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 중요타자의 여가지지와 여가제약협상의 관계를 분석한 결과, 중요타자의 여가지지는 여가제약협상에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 중요타자 중 가족의 여가지 지는 여가활동 동반자 탐색 노력을 제외한 모든 여가제약협상 변수에, 그리고 동료⋅친구의 여가지지는 모든 여가제약협상 변수에 영향을 미치고 있다. 이러한 결과는 중요타자의 여가 지지가 여가제약의 협상능력을 강화시키는 중요한 변수임을 시사하고 있다. 이와 관련하여 Leonard(1988)는 스포츠 참가와 스포츠 역할 학습의 과정에서 각 개인에게 지대한 영향을 미치는 객체를 중요타자 혹은 준거집단 (reference group)이라 하였으며, 이들의 사고, 태도 및 행동은 피사회화자의 태도, 가치관 형성 등에 많은 영향을 미친다고 하였다. 중요타자 중 가족은 여가참가에 있어서 피사회화자의 경제적, 정서적 지원을 해주며, 동료⋅친구는 가족이외에 함께 하는 시간이 많기 때문에 정서적, 정보적 지원을 보내주는데 중요한 역할을 담당한다. 이러한 맥락에서 보면 중요타자인 가족과 동료⋅친구의 여가지지는 피사회화자의 여가태도 및 행동에 영향을 미칠 수 있음을 추론할 수 있으며, 피사회화자의 여가활동 참가를 장려함으로써 여가활동 참가 전 과정에서 직면하게 되는 유무형의 여가제약을 극복하도록 도와주고 있음을 알 수 있다.

Tercan(2014)은 대학생의 인지된 가족의 사회적 지지와 여가제약협상 및 생활만족도 사이에 유의한 상관관계가 존재한다고 보고함으로써 본 연구의 결과를 뒷받침해주고 있다. Brown 등(2001)은 아동을 둔 어머니의 활동적 여가지지와 여가제약 간의 관계를 분석한 결과, 중요타자인 가족, 친구, 파트너 등의 지지를 받는 경우 더 적극적인 여가제약협상 위치에 놓이게 된다고 주장함으로써 중요타자의 지지와 여가제약협상의 관련성을 지지하고 있다. 이밖에도 여가참가를 위한 사회적 지지가 그렇지 않은 사람보다 더 적극적으로 신체활동에 참가하게 된다는 보고(Bamana et al., 2008; Silva et al., 2013)들이 있다. 본 연구에서는 중요타자의 여가지지와 여가활동 참가간의 관련 성을 규명하지 않았으나, 후속연구에서는 이에 대한 경험적인 분석과 논의가 필요할 것이다.

가족의 여가지지는 여가활동 동반자 탐색 노력에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 이는 가족의 여가지지가 높다하더라도 여가활동 동반자 탐색 노력으로 까지 연결되지 않고 있음을 보여준다. 그러나 동료⋅친구의 여가지 지는 여가활동 동반자 탐색 노력에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 동료나 친구의 여가지지가 피사회화자의 여가 활동 동반자가 되어주기도 할 뿐만 아니라, 때때로 여가활동 동반자 탐색에 도움을 주고 있는데서 나타난 결과로 보여진다. 중요타자 중동료⋅친구의 여가지지가 가족의 여가지지에 비해 여가활동 열망변화 노력에 더 크게 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 피사회화 자가 여가활동 참가과정에서 여가활동 시간, 종목, 장소 제약에 직면하였을 때 동료⋅친구의 여가지지가 이를 극복하고자 하는 노력에 기여하고 있음을 보여주고 있다.

중요타자의 여가지지는 여가활동 강도조절 노력에 유의한 영향을 미치고 있으며, 가족이나 동료⋅친구 모두 동일한 영향력을 보이고 있다. 즉, 중요타자는 피사회화자의 전문적 여가활동을 위해 레슨을 받도록 권유하거나 참가강도를 조절하는데 의미 있는 영향을 주고 있음을 알 수 있다. 여가제약 협상이 개인의 여가제약 극복 노력에 해당된다면, 여가활동 참가에 대한 가족과 친구 및 동료의 지지는 여가활동 강도조절과 여가활동 강도조절과 같은 여가제약 협상 능력을 강화함으로써 여가행동을 촉진시키는데 크게 기여할 것이다(김경식, 이경선, 2013).

중요타자의 여가지지는 여가활동비 마련 노력에 영향을 미치고 있으며, 특히 가족의 여가 지지가 상대적으로 더 크게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여가활동을 위한 가족의 재정관리 방법 제공, 복장과 장비 구비, 경제적 도움 등이 피사회화자의 여가활동비 마련 노력을 촉진시키고 있음을 시사하고 있다. 피사회화자가 여가활동에 참가하여 경제적 제약 요인에 직면하게 될 때 다음의 결과를 보일 수 있을 것이다. 첫째는 피사회화자의 여가참가에 대한 가족의 경제적 지원이 이루어지거나, 아니면 개인적 노력에 의해 경제적 제약을 극복하여 여가에 참가하는 경우이다. 가족의 경제적 지원을 포함한 여가지지는 피사회화 자의 여가활동비 마련 노력에 직간접적으로 도움을 줄 수 있다. 둘째는 피사회화자가 경제적 제약에 직면하여 여가활동을 포기하거나 참가 강도나 수준을 대폭 감소시키는 경우이다. 이는 피사회화자가 여가활동 참가에 있어서 가족의 경제적 지원도 받지 못할뿐더러, 스스로 여가활동비 마련 노력도 기울이지 않는 경우에 나타날 수 있다.

중요타자 중 가족의 여가지지는 여가활동 에너지 충전 노력에 영향을 미치고 있으나, 동료⋅친구의 여가지지는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 가족의 정서 적, 정보적 여가지지가 피사회화자로 하여금 여가활동 참가에 있어서 적절한 휴식과 에너지 충전을 하여 적절히 여가활동에 참가하도록 유도하고 있음을 시사하고 있다. 가족은 피사회 화자를 항상 곁에서 관찰하기 때문에, 여가활 동에 적절한 쉼을 갖고 참가하도록 권유하고 있음을 알 수 있다. 피사회화자가 여가활동에 적절한 쉼이 없이 참가하게 된다면, 특정 여가 활동에 대한 중독을 심화시키거나 아니면 여가 활동에 대한 실증 현상을 보일 수 있다. 가족의 여가지지는 피사회화자의 여가활동 에너지 충전 노력을 강화시킴으로써 여가참가를 지속 시키는 중요한 변수임을 알 수 있다.

둘째, 여가제약협상과 여가참가의 관계를 분석한 결과, 여가제약협상 중 여가활동비 마련 노력만이 여가참가에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 즉, 여가활동비 마련 노력을 많이 기울 일수록 피사회화자의 여가참가는 더욱 촉진되었다. 지금까지 체육학 연구영역에서 이루어진 여가제약협상과 여가참가에 관한 대부분의 연구들(김경식, 2009; 황선환, 2009; Hubbard & Mannell, 2001)은 여가제약협상의 하위요인이 여가참가에 미치는 영향을 규명하기 보다는 여가제약협상이라는 이론변수와 여가참가라는 이론변수간의 관계를 규명하여 왔다. 그렇기 때문에 여가제약협상 중 어떠한 하위요인이 여가 참가에 상대적으로 더 크게 영향을 미치는지에 대한 연구는 미흡하였던 것이 사실이다. 이러한 측면에서 이 연구는 여가제약협상의 하위요 인과 여가참가의 관련성을 규명하고자 하였으며, 여가활동비 마련 노력이 여가참가에 영향을 미치는 의미 있는 결과를 도출하였다. 여가 활동비 마련 노력은 여가활동에 적극적으로 참가하기 위한 과정에서 이루어지므로, 그만큼 피사회화자의 여가활동 참가 의지가 높다는 사실을 반영하고 있다. 여가활동 참가 의지가 높다는 것은 여가활동 참가 기회나 여건이 마련 되었을 때 여가활동 참가 가능성이 높다는 의미이기도 하다. 여가제약협상 또는 극복노력은 여가활동 참가자가 여가제약에 직면하였을 때 얼마만큼의 여가제약 극복노력 또는 운동의지가 있느냐에 따라 여가참가 수준은 달라진다고 볼 수 있다. 국내외 경제가 어려운 현 상황에 서는 국민들의 생활경제 또한 어렵기 때문에 여가활동비 마련을 위한 여가제약협상 노력이 필요할 것이다(김경식, 2009). 여가활동 참가자가 여가활동에 참가하고자 할 때 여가활동비에 제약을 받게 된다면 이는 참가자가 여가제약 가운데 경제적 제약이자 구조적 제약에 직면하게 되는 것이다. 구조적 제약은 개인내적 제약 이나 대인적 제약에 비해 상대적으로 극복이 어려운 제약이라 할 수 있다. 만약 여가활동 참가자가 경제적 부문에 해당되는 구조적 제약을 극복하게 된다면 여가활동에 보다 적극적으로 참가할 수 있는 구조적 조건을 갖추었다고 할 수 있다.

Crawford 등(1991)은 기존의 여가제약 모형에 여가제약협상 변수를 추가함으로써 여가제약 극복노력이 여가 및 스포츠참가를 촉진한다는 결과를 보고하였다. 또한 이들은 여가 및 스포츠참가가 여가제약에 대한 성공적 협상의 결과(Jackson et al, 1993)라고 주장하였으며, 국내의 선행연구(김경식, 2009; 김경식, 구경자, 진은희, 2009)를 통해서도 본 연구의 결과를 뒷받침해주고 있다.

가족과 동료⋅친구의 여가지지는 여가활동 참가자의 여가제약협상을 강화시킴으로써, 이것이 결과적으로 여가참가를 촉진시키는 결과를 가져오고 있음을 알 수 있었다. 피사회화자의 여가제약협상을 통한 여가참가를 장려하기 위해서는 중요타자의 여가지지를 강화시킬 수 있는 방안을 마련해야 할 것이다. 가정에서부터 학교에 이르기까지 여가활동의 중요성과 여가활동의 참가방법 등을 안내한다면, 모두가 중요타자가 되었을 때 피사회화자가 여가활동에 적극적으로 참가할 수 있도록 정보적, 정서 적, 경제적 지원을 아끼지 않을 것이다.

결론은 다음과 같다.

첫째, 중요타자의 여가지지는 여가제약협상에 영향을 미친다. 즉, 가족의 여가지지는 여가 활동 동반자 탐색 노력을 제외한 여가제약협상에 영향을 미치며, 동료⋅친구의 여가지지는 여가제약협상의 모든 측정변수에 영향을 미친 다. 가족과 동료⋅친구의 여가지지가 클수록 여가제약협상 노력은 더욱 강화된다.

둘째, 여가제약협상은 부분적으로 여가참가에 영향을 미친다. 즉, 여가제약협상 중 여가활동비 마련 노력만이 여가참가에 영향을 미친 다. 여가활동비 마련 노력이 많을수록 여가참가는 촉진된다. 여가활동비 마련 노력을 제외한 다른 여가제약협상은 여가참가에 영향을 미치지 않는다.

종합해보면, 중요타자의 여가지지는 여가제약협상을 강화시키며, 특히 여가제약협상 중여가활동비 마련 노력을 통하여 여가참가에 영향을 미치고 있음을 알 수 있었다. 여가제약협상은 중요타자의 여가지지와 여가참가간의 관계를 매개하는 중요한 변수이다. 후속연구에서는 중요타자의 여가지지, 여가제약, 여가제약협상, 여가참가간의 관계를 규명할 필요가 있을 것이다. 즉, 기존에 여가제약협상과 관련된 이론적 모형 확장을 위하여 다양한 관점에서 중요타자의 여가지지 변수의 역할을 검증해야 할 것이다.