“삶의 질을 높이기 위한 방법이 뭘까?”, 현대사회에서 살아가는 사람이라면, 누구나 한 번쯤 고민했을 것이다. 아마도 건강하고 즐거우면서 행복하게 살아가는 방법에 대한 관심의 정도를 역설한 것이라 생각한다. 프랑스 사회학자 Dumazedier(1967)가 현대 산업사회의 산물이 여가(leisure)라고 언급한 것이야 말로, 앞서 제기한 질문에 대한 해답을 제시할 수 있는 초석적인 역할을 할 수 있기 때문에 지난 10년간 여가 관련 학자들에게 있어 여가활동은 연구 주제로 조명 받을 수 있었던 이유이다(김준희, 이무연, 2009; 김종인, 김윤정, 2010; 남정훈, 강지훈, 2010; 박세혁, 2008; 신승엽, 2010). 그동안 여가 관련 학자들이 여가활동에 대한 주체별, 지역별, 주기별 특성 등을 토대로 다양한 변인들간의 관계를 규명한 결과, 현대인들에게 여가활동 참가를 증대시키는 것이 무엇보다 중요하나 능동적인 참여를 통해 즐거움을 유도하는 것이야 말로 신체적, 심리적, 사회적 건강 등에 긍정적인 영향을 미친다고 주장하면서 현대인들에게 여가활동에 대한 그 중요성을 강조하였다.

이에 2010년도, 현대인들의 소비생활에서 여가활동이 차지하는 비중이 사상 최대(홍정규, 2010)를 기록하였다. 한국은행에 따르면, 3분기까지 가계의 오락, 문화 등의 실질 소비액은 34조 2,000억 원으로 집계되었을 정도로 가계의 전체 소비지출에서 8.74%를 차지할 정도의 높은 금액을 보였다(김영권, 2010). 이러한 수치는 현대인들의 소득 수준이 높아지고 여가시간이 증가하면서 관련 소비지출도 증가하는 현상을 설명한 것이다. 이렇듯 여가활동은 삶의 질을 높이면서 관련 제조업이나 서비스업 등의 성장도 이끌 수 있을 뿐만 아니라 국가 발전 수준을 평가할 수 있는 중요한 척도로 사용될 정도로 현대 생활에서 여가활동의 중요성을 간과해선 안 된다.

그러나 경제협력개발기구(OECD)에 따르면, 한국은 오락과 문화 지출이 국내총생산(GDP)에서 차지하는 비중이 21개 주요 선진국 가운데서 아일랜드와 더불어 최하위 수준을 기록하였다. 이에 반해 연간 노동시간은 2008년 기준으로 방글라데시보다 긴 2,316시간으로 세계 1위를 기록하는 등 긴 노동시간이 여가 생활을 제약하는 요인으로 나타났다(정유진, 2010). 또한 심재명(2009)은 국내이주 외국인 근로자를 대상으로 여가 연구에서 외국인 근로자들이 한국에 와서 여가생활 비중이 줄어들었으며 대표적으로 한국 생활에서 시간 부족, 자금 부족, 긴 근로시간 등의 여가제약을 받고 있다는 것을 규명하였다. 이렇듯 우리나라 현대인들의 여가생활을 방해하는 여가제약 요인은 타 국가에 비해 상대적으로 높다고 예측할 수 있기 때문에 여가제약을 해결하기 위한 방안이 절실히 필요한 시기이다.

그래서 최근 여가 관련 체육학자들은 여가제약에 대한 다각적인 측면을 분석하기 위해서 다양한 변인들과 관련지어 연구를 지속적으로 수행하였다(김경식, 전형상, 김재운, 2010; 김성희, 이철원, 2003; 정영남, 2008; 황선환, 한승진, 2010; 황인남, 2010; Henderson, Stalnaker, Taylor, 1988; Shaw, 1994). 여가활동 참가자들의 사회・심리적 측면에서 내・외부적 또는 유・무형적 요인이 여가활동 참가를 중지하거나 축소하게 된다는 여가제약 요인들을 규명하였으며, 여가활동 참가자들이 현존하는 여가제약을 극복하여 적극적으로 여가활동에 참가하도록 유도해야 한다는 결과를 제시하였다. 특히 Jackson, Crawford와 Godbey(1993)는 여가생활 참가가 여가제약의 부재에 따라 결정될 수 있으나 그 제약들을 극복하기 위한 여가제약 협상 과정에 따라 결정될 수 있다는, 즉 여가제약 협상 전략에 의해 여가제약이 감소될 수 있으며 여가활동이 증가할 수 있다는 이론을 발표하였다.

Jackson과 Rucks(1995)는 극복할 수 없는 여가제약이 존재하나 대부분 여가제약이 여가제약 협상을 통해 극복할 수 있다고 주장하였다. 또한 Hubbard와 Mannell(2001)은 여가제약의 부정적인 효과를 감소시키기 위해 여가제약 협상 전략을 사용한다고 했다. 즉 여가제약 협상 관련 선행연구들에서 여가제약에 직면하게 될 경우에는 해당 여가제약 요인에 대해 저항하거나 자신의 여건을 조정함으로써 여가활동에 참가할 수 있으며 더 나아가 지속적인 참여로 이어진다고 보고하였다. 다시 말해 여가제약 협상 전략은 여가생활을 하기 위한 모든 상황적 여가제약 요인을 감소시킬 수 있는 효과가 있기 때문에 보다 효율적인 여가활동을 유도하기 위한 다양한 정책을 수립하는데 도움이 될 수 있으며 여가제약 협상 전략에 대한 중요성을 강조하였다. 이렇게 여가제약이 극복 또는 협상 가능한 요인으로 인식 되면서 국내・외에서는 이를 검증하기 위한 경험적인 연구들이 수행되었다.

예를 들어 국외에서는 Henderson 등(1995)이 장애 여성들이 여가활동에 참가시키기 위해 협상전략을 이용했다. Alexandris, Kouthouris와 Giroglas(2007)는 스키어를 대상으로 여가제약을 극복하는 과정에서 매개 역할로 협상전략을 사용하였다. 또한 Hubbard와 Mannell(2001)이 검증한 제약효과 완화모델에서도 여가제약이 직접적으로는 참가를 감소시키는 효과가 있으나 협상전략을 유발하여 제약을 극복하게 하고 결국 참가를 증가시킨다는 것을 증명하였으며, 이를 Lee와 Scott(2009)의 연구에서 지지하는 결과를 제시하였다. Kay와 Jackson(1991)도 사람들은 여러 가지 방법으로 제약요인을 극복하려고 노력하며 제약이 발생시 부분적으로 문제에 의존하면서 기회의 인식, 기술습득, 여가욕구 충족을 위한 생활환경의 다른 부분을 수정하는 등의 노력을 기울이고 있다고 주장하면서 여가제약 협상의 중요성을 언급하였다.

국내에서는 김경식, 황선환, 원도연(2008)이 여가제약 협상 전략을 소개하면서 학문적 활성화를 위해 다양한 종목에서 여가활동으로 참가한 대상자로 연구를 수행했던 국외 여가제약 협상 전략 척도를(Hubbard, Bedini, Hecht & Schuler, 1995; Hubbard & Mannell, 2001; Loucks-Atkinson & Mannell, 2007; Jackson & Rucks, 1995) 이용하여 한국 실정에 맞게 여가제약 협상 전략 척도를 개발하였다. 그리고 황선환과 서희진(2009)은 여가참가를 희망하거나 참가하고 있는 개인들이 모두 어떠한 유형의 여가제약을 느끼지만 여가제약 협상 과정을 통해 제약을 극복함으로써 여가활동에 참가할 수 있다고 하였다. 또한 황선환(2009)은 여가제약 협상이 여가 참가에 강한 정적인 영향을 미치고 있으며 여가 참가를 촉진시키는 중요한 결정요인이라고 주장하는 등, 2008년 이후 우리나라에서는 관련 연구들이 간헐적으로 수행되고 있으나 현재까지 여가제약 협상 전략에 대한 이론을 정립화 시키는데 다소 미흡한 실정이다.

현 시점에서 여가제약 협상 전략에 대한 다각적인 연구가 수행되기 이전에 측정도구의 타당성은 다양한 측면에서 검증될 필요가 있다. 즉 인간의 잠재적 특성을 측정하기 위해 고안된 검사가 실제 측정하고자 하는 변인을 제대로 측정하고 있는지를 확인하는 작업은 검사도구의 타당성을 보장받기 위해 지속적으로 수행되어야 한다. 특히 측정도구의 척도에서 실제 자료를 적용했을 때에 측정하고자 하는 내용을 구인들로 규정하고 구인들이 제대로 측정하였는지를 검증하는 구인 타당도는 검사의 타당도를 확보하기 위해 반드시 검증되어야 하는 중요한 요소(성태제, 2002)로서 국가, 문화, 연령, 성별, 대상 등에 따라 지속적으로 확인될 필요가 있다(Shepard, 1993). 이러한 관점에서 김경식 등(2008)이 개발한 한국판 여가제약 협상 전략 척도는 외국에서 사용되고 있는 다양한 척도를 종합하여 우리나라 실정에 맞게 타당한 방법을 적용시켜 구인 타당도를 규명한 것에 대해 문제가 없으나 다각적인 측면에서 타당도를 규명하는 것이야 말로 검사도구의 질을 안정적으로 확보할 수 있을 것이다.

DeVellis(2003)는 검사도구의 척도 개발 시에 신중하게 고려되어야 할 사항들을 타당성, 신뢰성, 경제성 등을 연관 지으면서 설명하면서 최적의 문항을 사용해 응답자로부터 특정 현상과 속성에 대한 신뢰성이 있는 정보를 제시, 즉 척도에 구성된 문항의 질에 대한 검증이 반드시 전제될 필요가 있다고 하였다. 그 이유는 척도의 타당성을 높이기 위해서 신뢰도가 보장되어야 하며, 이를 위해서 어느 정도의 동질적인 문항들을 포함시킬 필요가 있으나 지나치게 동질적인 척도에 의존하면 측정하고자하는 구인 개념의 외연이 좁혀지기 때문에 타당성을 감소시키는 등의 문제가 발생하여 문항 분석을 반드시 해야 한다. 이러한 문항에 대한 정보는 척도들이 어떻게 구성되었는지 알 수 있으며 척도 점수를 해석하는 문제 등을 보완할 수 있다. 그러나 한국판 여가제약 협상 전략 척도에는 문항분석을 실시한 문항에 대한 정보가 제시되어 있지 않아 문항별 적합성 및 난이도에 의한 점수를 해석하는데 의문점이 있다.

또한 한국판 여가제약 협상 전략 척도에서 사용되는 반응범주에 대한 정보가 제시되어 있지 않다. 반응범주의 체계적 서열화 및 응답자의 가변성을 충분히 반영할 수 있는 범주를 지니고 있는지에 대한 적절성에서도 의문점이 있다고 할 수 있다. 이전에는 반응범주 수의 선택은 척도를 개발한 연구자들의 주관적 판단에 의해 결정되었다. 이는 서열척도에 사용된 범주의 수가 많을수록 세분화된 정보의 수집이 가능하고 내재된 차이를 판별하는데 효과적이기는 하나 과다한 수의 정보가 응답자의 혼란을 초래하거나 응답자의 피로와 지루함을 증가시킬 수 있다는(장지은, 김정수, 최윤선, 유지영, 2009) 양면성에서 어떤 반응범주 수가 좋은지에 대한 근거를 제시하지 못하였다. 그러나 Rasch의 평정척도 모형을 통해 근접범주를 조합하고 새로운 반응범주를 구성하는 과정에서 최적 반응범주 수가 규명되는 통계적 근거를 제시(배진경, 2003; Kang & Zhu, 1997; Wright & Masters, 1982; Zhu & Kang, 1998)할 수 있는 현 시점에서 척도를 개발할 시, 반응범주의 적절성에 대한 검증을 반드시 수행될 필요가 있다.

여가 관련 체육학자들에 의해 여가제약 협상 전략에 관한 연구가 관심을 받고 이에 관련된 주제로 학술대회나 학회지에서 발표되며 앞으로 연구가 지속적으로 수행될 것을 고려한다면, 여가제약 협상 전략 척도가 타당성 및 신뢰성에 대한 다양한 정보를 제시할 필요가 있을 것으로 판단된다. 본 연구에서는 김경식 등(2008)에 의해 개발된 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항 및 반응범주 적합도를 규명하기 위하여 다양한 평정 척도 자료에 대한 적합도 및 문항 난이도, 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하는데 효과적인 모형(Linacre, 1989a)으로 이용되었던 Rasch 모형 중의 하나인 평정 척도 모형을 적용시켜 검증하는데 목적이 있다. 특히 Rasch 모형을 적용시킨 이유는 김경식 등(2008)이 개발한 한국판 여가제약 협상 전략 척도에서 적용된 문항과 피험자 능력을 분석하고 추정하는 고전검사이론과 달리 검사를 구성하는 문항 하나하나를 분석하는 문항반응이론에 근거한 것으로(Baker, 1985), 이를 활용하여 검사도구의 타당도를 검증할 경우 보다 객관적인 척도 관점에서 검증할 수 있을 뿐만 아니라 다양한 정보가 제공되어 측정도구의 질을 개선시킬 수 있기 때문이다. 이러한 목적을 달성하기 위하여 첫째 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 반응범주 적합도 분석을, 둘째 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항 적합도 분석을 연구문제로 설정하였다.

본 연구에서 대상자는 서울 및 경기지역에 거주하고 있는 만 19세 이상의 성인을 모집단으로 선정하였다. 특히 표본 선정 과정에서는 여러 단계의 표집단위를 거쳐 최종적으로 개인을 표집하는 방법인 다단계표집법(multi-stage sampling)을 사용하였다.

서울 및 경기지역을 무선적으로 4개의 구를 선정한 후에 선정된 구에서 다시 무선적으로 동을 선정하였다. 그리고 동내에서 무선적으로 동사무소를 선정하는 등의 방법으로 전체 8개 동사무소에 방문한 성인 40명씩 320명을 표집하였다. 그러나 수집된 자료 중에서 설문 응답에 불성실하거나 이중기입, 무기입 등의 신뢰롭지 않다고 판단되는 자료를 제외시키고 실제분석에서 사용된 자료는 258명(80.63%)이다. 또한 G^*power 3.0 프로그램을 이용하여 큰 수준의 효과크기(d) .80, 유의수준(α) .05, 그리고 통계적 검증력 .95로 설정한 최소 표본수가 84명(Erdfelder, Faul, & Buchner, 1996)이기 때문에 본 연구에서는 사례수에 의한 통계적 검증력에서는 문제가 없는 것을 확인하였다. 선정된 연구대상자의 일반적인 특성은 다음과 같다<표 1>.

본 연구에서 사용한 여가제약 협상 전략 척도는 Jackson과 Rucks(1995), Hubbard와 Mannell(2001)의 선행연구를 기초로 Loucks-Atkinson(2007)이 개발한 여가제약 협상 전략 척도를 김경식 등(2008)이 한국 실정에 맞게 개발한 한국판 질문지이다. 이는 여가활동에 참가하기 위해서 어떠한 노력을 하고 있는지에 대한 내용을 담고 있는 한국판 여가제약 협상 척도로 전체 24문항에 6개 요인으로 구성되어 있다. 여가활동 동반자 탐색 노력 6문항, 여가활동비 마련과 시간관리 노력 7문항, 여가활동 강도 조절 노력 3문항, 여가활동 기술 습득 노력 3문항, 여가활동 에너지 충전 노력 2문항, 여가활동 열망 변화 노력 3문항의 하위요인으로 구성되어 있다. 그리고 1점(매우 동의하지 않다)에서 5점(매우 동의하다)까지의 응답반응 형태의 5점 척도로 되어 있다. 특히 김경식 등(2008)이 개발한 한국판 여가제약 협상 전략 척도는 개발할 당시에 문항의 구인 타당도가 입증되면서 신뢰도(Cronbach's α)가 .68에서 .91의 비교적 높은 신뢰성을 보이는 조사도구임을 확인하였다. 구체적인 여가제약 협상 전략 척도의 요인별 설문내용은 다음과 같다<표 2>.

수집된 자료는 Rasch의 평정척도 모형(Rating Scale Model)을 적용시켜 척도의 반응범주 및 문항 적합도를 FACETS 3.61(Linacre, 1989b) 프로그램을 이용하여 분석하였다. 문항별 적합성 판단에는 Rasch 모형의 기댓값과 응답자가 선택한 반응 간의 차이를 나타내는 문항내적합도(Infit) 및 외적합도(Outfit) 지수를 사용하였다(Wright & Masters, 1982).

자료분석 과정에서는 Convergence가 .5, .01로 정의하였으며, 최대 반복을 무한대(θ)로 설정하였다. 그리고 적합도 지수가 0.7에서 1.3의 범위 내에 있을 때, 타당한 문항으로 간주하였다. 0.7보다 낮은 문항 값은 변화가 없거나 종속적인 반응을 보인 문항으로, 1.3보다 높은 문항 값은 일관성이 없는 문항으로 분석하였다(Zhu & Cole, 1996). 그러나 문항별 적합도 분석을 수행하기 이전에 응답자의 반응범주 수가 명확하게 구분되고 있는지에 대한 범주기능 검사를 수행하였다. 범주 기능에 대한 적절성 평가는 Linacre(2002)가 제시한 범주의 크기에 따른 평균 능력값의 서열화 및 2.0미만의 외적합도(Outfit), 임계값의 서열화 여부를 통해 분석하였다. 마지막으로 Rasch의 평정척도 모형을 적용시키기 위한 기본가정인 일차원성 가정을 확인하기 위해 SPSS 18.0을 이용한 요인분석의 주성분 분석을 실시하였으며, 이때 Reckase(1979)가 제시한 첫 번째 요인이 20%이상의 분산에 대한 설명력을 갖게 되면 모형적용을 통해 얻어진 추정 값을 수용할 수 있다고 하였다. 그리고 연구대상자의 일반적인 특성을 확인하기 위해서 기술통계를 사용하였다.

<표 3>과 같이 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 1요인은 원점수일 때 20.54%, 2요인일 때 37.39%, 3요인일 때 51.81% 등의 순으로 나타났다.

이러한 수치는 Reckase(1979)가 제시한 제 1요인의 변량비율이 20%는 되어야 한다는 준거를 고려할 때, 모형적용을 통해 얻어진 추정 값이 수용된다는 기본가정에 만족되기 때문에 본 연구에 적용시킬 Rasch의 평정척도 모형을 적용하기 위한 일차원성 가정에 적합한 것으로 나타났다. 또한 이론적 문항반응 곡선과 실제 수집된 자료에서 나타난 반응빈도 간의 관계를 통해 모형의 적합도를 확인한 결과<그림 1>, 대부분 ‘x'로 표시된 점이 95% 신뢰구간(가는선) 안에 위치하고 있기 때문에 수집된 자료, 즉 관찰치가 문항특성곡선에 적합하여 본 연구에 적용된 Rasch의 평정척도 모형에 대한 측정모형이 타당하다는 것을 규명해주고 있다.

한국판 여가제약 협상 전략 척도에 사용되고 있는 5점 척도의 반응범주에 대한 타당성을 확인한 결과<표 4>, 3점(35%) 척도와 4점(23%) 척도의 반응범주가 전체 58%로 가장 많이 사용되고 있으며, 외적합 평균 제곱값의 1.0을 기준으로 반응범주가 모델값 기준에서 1점 척도(1.5)가 타(2점-5점) 척도(0.9)에 비해 상대적으로 신뢰성이 낮은 것으로 나타났다.

그러나 여가제약 협상 전략 척도에서 반응범주의 척도에 대한 기본적인 위계에서는 척도의 반응범주가 증가할수록 평균 측정값이 -.66(1점), -.53(2점), .11(3점), .58(4점), 1.49(5점) 순으로 증가하면서 임계치(threshold)도 동일한 순으로 증가하고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여가제약 협상 전략 척도의 해당 범주와 인접한 범주를 선택한 응답자 사이에 여가제약 협상 전략 수준에 대한 서열이 고르다는 것을 의미한다. 따라서 여가제약 협상 전략 척도에 사용되고 있는 5점 척도가 타당한 척도로써의 기능을 수행하고 있다는 것을 알 수 있다.

이러한 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 반응범주인 5점 척도가 타당하다는 결과는 <그림 2>와 <그림 3>에서 시각적으로 보여주고 있다. <그림 2>는 측정치 변화에 따라 반응범주의 5점 척도의 기대점수를 모형 특성곡선 정보로 측정치가 오른쪽으로 증가할수록 척도 등급이 증가하고 있는 것을 보여주고 있으며, <그림 3>은 5등급 척도의 확률곡선에서 척도 간의 등급 타당도로 왼쪽 Y축 상단에서 시작하는 1점 척도의 확률곡선부터 맨 오른쪽 5점 척도에 반응한 피험자의 확률곡선이 겹치지 않으면서 이동되고 있는 것을 볼 수 있다. <그림 2>와 <그림 3>은 척도 간의 등급 차이가 타당하게 존재하고 있다는 것을 의미하기 때문에 한국판 여가제약 협상 전략 척도에 사용되고 있는 5점 척도는 타당하다고 볼 수 있다.

한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항별 적합도를 분석한 결과에 의하면<표 5>, ‘여가활동비마련과시간 관리노력’ 요인의 문항 10번(여가활동을 하기에 더욱 적절한 직장을 찾으려고 노력한다: 외적합=1.63: 내적합=1.62)과 문항 12번(여가활동을 미리 계획하고 체계화하려고 노력한다: 내적합=.69), 그리고 ‘여가활동 동반자탐색노력’ 요인의 문항 3번(동성의 사람들과 함께 여가활동에 참여하려고 노력한다: 외적합=1.50), 문항 4번(같은 환경에 있는 사람들과 함께 여가활동에 참가하려고 한다: 내적합=1.31)이 적합도 기준치에서 벗어났음을 알 수 있다. 그러나 다른 문항에서는 내・외적합도 지수가 기준값인 1.0을 기준으로 0.7에서 1.3까지의 범위 내에 있어 문항의 적합도에 일관성이 있음을 보여주고 있다. 이처럼 전체적으로 문항의 적합도를 보여준 것은 피험자가 응답한 반응이 Rasch 모형에 의해 기대되는 측정값과 차이가 없다는 것을 의미한다고 할 수 있다.

한편, 문항 적합도 정보를 제시하는 과정에서 측정값(logit) 및 분리 신뢰도 지수도 확인할 수 있다(표 5). 문항별 측정값에서 ‘여가활동기술습득노력’ 요인의 문항 17번(여가활동을 위해 레슨을 받는다)은 logit 값이 .65(.13)로 가장 높게 나타난 반면에 ‘여가활동열만변화노력’ 요인의 문항 24번(여가활동 장소 사용이 어려울 경우 장소를 옮겨서 참가하려고 노력한다)이 logits 값 -.43(.13)으로 가장 낮게 나타났다. 이는 측정값이 피험자의 능력이나 문항의 난이도를 logit 값으로 변환시킨 것으로 logit 값이 클수록 피험자가 응답하려는 문항에 대한 난이도 정도가 높다는 것을 의미한다. 또한 logit 값에 대한 오류값(SE)이 ‘0’에 가깝기 때문에 측정값(logit)에 대한 정확성이 높다는 것을 확인할 수 있었다. 그리고 문항별 난이도 분포가 피험자의 반응 분포를 적절하게 설명하고 있는지에 대한 수치를 의미하는 분리 신뢰도 지수는 0에서 1까지의 범주를 가지면서 ‘1’에 가까울수록 해당 문항들이 피험자의 반응 분포를 잘 설명(Wright & Masters, 1982)하고 있다는 것을 의미한다. 즉 여가제약 협상 전략 척도에서 분리신뢰도 지수는 .85로서 피험자의 관찰 변량의 대부분이 측정오차가 아니라 문항별 난이도 차이에 의해 발생되고 있는 것을 확인하였다. 즉 피험자의 반응 정도에 대한 편차가 높다는 것을 보여주는 것이다.

한국판 여가제약 협상 전략 척도는 우리나라 체육분야 학회에 소개된 기간이 짧아 아직까지는 많은 정보를 주지 못하고 있다. 이러한 과정에서 여러 변인들 간의 관계를 알아보기 위해 임상 실제에 다른 측정도구들과 함께 사용하기에는 척도에 대한 정보가 부족한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 이러한 문제점을 개선하고 이론적 연구와 임상 실제에서 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 활용도를 높이기 위하여 검사이론 중에 문항 반응이론의 Rasch 모형을 사용하여 반응범주 수의 적합성과 문항의 적합성을 확인하여 보다 양호한 한국판 여가제약 협상 전략 척도를 제시하고자 하였다. 이를 위하여 문항반응이론의 Rasch 모형을 적용하였으며, 결과에 근거하여 응답 반응범주 수의 적절성을 먼저 평가한 다음, 문항의 적합도(난이도)의 적절성을 확인함으로써 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항을 선정하게 되었다.

Rasch 모형은 문항에 대한 피험자의 수리적 공식에 의해 추정하는 것으로 문항들에 대한 반응에 의해 전통적인 방법으로 분석하는 것보다 복잡하고 정교한 절차를 거친다. 그러나 Rasch 모형은 분석 집단과 대상자의 특성에 의해 변하는 전통적인 측정이론의 분석방법에 대한 문제들을 획기적으로 해결할 수 있다는 장점을 지니고 있다(성태제, 2001). 특히 김경식 등(2008)이 개발한 한국판 여가제약 협상 전략 척도와 비교했을 때, 문항반응이론을 적용한 본 논문은 문항모수 불변성 개념이 적용된다는 점이다. 문항은 문항이 지니고 있는 고유의 특성이 있기 때문에 문항에 응답한 피험자의 집단의 특성에 의하여 문항모수 추정치가 변화되지 않는다는 개념이다(황정규, 1998).이는 문항분석의 정밀성이 보다 높다고 해석할 수 있다. 또한 통계적인 관점에서 김경식 등(2008)이 개발한 척도는 전통적인 분석 방법으로 기술통계에 해당하나 Rasch 모형의 분석은 추리통계에 해당한다(채선희, 지은림, 백순근, 설현수, 2003). 기술통계는 특정 표집과 그 표집의 특성에 대해서 설명은 되지만 그 표집으로부터 모집단의 특성에 대해서는 추론할 수가 없다. 반면에 추리통계는 통계치를 이용하여 모집단의 모수치를 추정하는데 활용할 수 있다. 이는 문항을 분석하는 검사이론에 있어서 전통적인 방법보다 문항반응이론의 Rasch 모형을 통해 분석하는 것이 타당함을 의미한다.

그리고 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 범주확률 곡선 및 평균 측정값, 임계치를 분석하여 반응범주 수의 적절성을 평가하였다. 일반적으로 반응범주의 이상은 낮은 수준으로 평가할 피험자가 모형에 기대하는 값보다 높은 수준을 나타내는 범주를 택하거나 높은 수준의 피험자가 낮은 수준으로 반응할 때 발생된다(정혁, 2009). 그러나 본 연구에서는 척도의 반응범주가 증가할수록 평균 측정값 및 임계치가 증가하며 범주확률곡선이 등급 간에 상호 겹치지 않으면서 이동하고 있는 것으로 나타나 반응범주인 5점 척도의 적절성에 문제가 없는 타당한 척도임을 확인하였다.

더 나아가 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항별 적합도(난이도)를 Rasch 모형을 통해 분석하였다는 점에서 김경식 등(2008)이 개발한 척도 보다 심리측정학적 관점에서 다양한 결과 정보를 제공하며 안정적인 통계적 분석방법을 적용하였다고 할 수 있다. 즉 Rasch 모형에서는 모든 문항들의 변별력이 동일하여 피험자가 추측 할 가능성을 고려하지 않기 때문에(지은림, 채선희, 2000) 척도가 잘 만들어진다면 최소화시킬 수 있고 측정을 보다 안정되게 해 줄 수 있다. 이러한 관점에서 한국판 여가제약 협상 전략 척도는 문항의 난이도가 .03에서 .65까지의 정도로 분포되어 있으며 이에 대한 측정값에 대한 정확성 역시 높은 것으로 확인되었다. 이때 원점수를 비율척도인 logit 점수로 변환시키기 때문에 가감승제가 가능하며 이 점수에 의해 도출된 결론이나 추론은 보다 정확하고 객관적으로 판단하면 된다고 하였다(Zhu & Kurz, 1994). 이러한 결과는 문항을 개발할 당시, 번역 및 역번역 과정에서 연구자들이 신중하게 문항을 고려한 결과임을 예측할 수 있다.

그리고 적합도 지수를 이용하여 적합한 문항을 검증한 결과, 4개의 문항(3, 4, 10, 12)을 제외한 다른 문항은 모두 적합도에 만족되고 있는 것으로 확인되었다. 일반적으로 적합도 지수는 이론적 모형에 의해 기대되는 점수와 실제 관찰된 점수를 비교하는 것으로서 Rasch 모형에서는 내적합도 지수와 외적합도 지수가 모형 적합도에 제공되고 있다. 이에 대한 적합도 지수 측정값이 1.0 logit을 기준으로 0.7에서 1.3 logit 범위 안에 위치하고 있으면, 적절한 문항으로 간주된다. 반면에 1.5보다 큰 적합도 지수는 모형에 부적합한 것으로 판단하고 0.5보다 작은 지수는 모형에 과적합하다(지은림, 채선희, 2000). 전체 24문항 중에 4문항에 적합하지 않은 문항으로 나타났기 때문에 앞으로 한국판 여가제약 협상전략 척도를 사용할 연구자는 4문항에 수정, 보완하거나 삭제의 과정을 거칠 필요가 있다고 판단된다. 이는 김경식 등(2008)이 개발한 한국판 여가제약 협상 전략척도에 비해 상대적으로 신뢰성이 높고 타당한 정보를 짧은 시간 안에 수집할 수 있을 것으로 판단된다. 하지만 부득이하게 4문항의 필요성을 주장하는 연구자는 해당 문항에 대한 평정 점수에 반드시 주의 깊게 주목할 필요가 있다.

본 연구는 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 반응 범주 및 문항 적합도를 분석하여 기존의 한국판 여가제약 협상 전략 척도에 비해 타당성을 높인 검사도구를 제시하는데 목적이 있다. 이를 위해서 문항반응이론의 Rasch 모형을 적용시켜 김경식 등(2008)이 개발한 척도를 이용하여 자료를 수집하였다. 이에 대한 결과는 다음과 같다.

첫째, 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 반응범주 및 문항 적합도를 분석하기 이전에 본 연구에서 적용된 Rasch 모형의 적합성을 검증한 결과, 요인분석에 의한 일차원성 가정 및 문항특성곡선에 의한 측정 모형의 적합도에 타당성이 있었다.

둘째, 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 반응범주 적합도를 분석한 결과, 5점 척도가 적합한 것으로 나타났다.

셋째, 한국판 여가제약 협상 전략 척도의 문항 적합도를 분석한 결과, 문항의 난이도에서는 고르게 분포되어 있으나 전체 24문항 중에 4문항(3, 4, 10, 12)을 제외한 20문항이 적합도 기준에 만족되고 있었다. 또한 문항별 난이도가 고르게 분포되어 있으며, 피험자의 반응분포가 문항별 난이도에 의해 발생되고 있었다.

이상의 결과를 종합하면, 한국판 여가제약 협상 전략 척도는 반응범주 수와 전반적인 문항의 적합도에서 만족되고 있어 양호한 측정도구라는 결론을 얻었다. 제시된 한국판 여가제약 협상 전략 척도를 이용하여 여가 활동의 참가 과정을 분석하여 여가제약을 감소시키고 현대인들이 여가에 지속적으로 참여함으로써 여가 활성화에 기여할 수 있다고 판단된다.

그러나 본 연구를 하면서 다루지 못한 제한점으로는 타당도와 관련된 분석을 향후 추가적으로 연구 할 필요가 있다. 그리고 다각적인 국면(Facet)간의 상호작용에 대한 분석을 통해 다양한 정보를 제공할 필요가 있다. 또한 지역별, 대상별 광범위한 조사연구를 통해 수집된 자료에 대해 Rasch 모형을 적용했을 때, 반응범주 수, 문항의 적합도 등에 대한 결과가 본 연구와 동일한 연구결과를 나타내는지를 알아볼 필요성이 있다고 판단된다.