여가는 복합적이고 포괄적인 개념이다. 뿐만 아니라 여가는 각 개인의 인식에 따라 다양하게 인지되어질 수 있다. Parker(1971)는 여가란 일과 생존을 위한 기초적 욕구가 충족되고 남은 잔여시간이라고 정의하고 있으며, 사회학 사전에 의하면, 여가는 1일 24시간 중에 노동, 수면, 기타 필수적인 요소에 들어간 시간을 제외한 잉여 시간으로 규정하고 있다. Brightbill(1963)은 여가를 개개인의 판단과 선택에 의해 갖게 되는 자유 재량적 시간으로 정의하였으며, Murphy(1975)는 개인이 결정적 상황 하에서 재량껏 사용할 수 있는 시간이라고 정의하였다. 이러한 다양한 여가의 정의는 여가 행동을 다각도적인 측면 으로 이해하여야 함을 시사하며, 이로 인해, 다양한 변인들이 여가 행동을 이해하기 위해 사용되어져 왔다.

이 중, 사람들이 왜 여가에 참여하지 못하는가에 대한 행동과 현상들은 여가제약을 통하여 설명되어져 왔다(Crawford & Godbey, 1987; Crawford, Jackson, & Godbey, 1991; Jackson, Crawford, & Godbey, 1993). 여가제약이란, 개인 여가활동 참가를 제한하는 유무형의 장애요인으로, 여가 참가자가 지각하는 내적 심리상태나 외적 환경을 의미한다. 이론적으로 여가제약은 내재적 제약, 대인적 제약, 그리고 구조적 제약으로 분류할 수 있다(Crawford & Godbey, 1987). 내재적 제약은 개인의 걱정, 피로, 수줍음, 신체적 제약, 그리고 능력의 부족과 같은 요인들로 구성되어지며, 대인적 제약은 사람들 간의 관계와 관련된 요인으로, 파트너 부재, 가족적 책임감 같은 요인으로 이루어진다. 마지막으로 구조적 제약은 외부 요인들로 인하여 발생 되는데, 시설의 부족, 접근성, 시간, 여가 활동을 위한 금전적 제약들과 관련된다.

Crawford와 Godbey의 연구를 바탕으로 구성된 여가제약 척도는 21개의 문항으로 구성되어있으며 국내 연구에서 빈번히 사용되었다(김성희, 1997; 변원태, 2002). 하지만 지현진과 이철원(2003)의 연구에 따르면, Crawford와 Godbey가 제시한 여가제약 척도가 작위적이고 협소하며 개발된 문항들은 의미상 편중되어있다는 비평을 제시하였으며, 이를 보완하기 위해 보편적 여가제약 척도를 개발하였다.

지현진과 이철원은 Crawford와 Godbey가 제시한 여가제약 척도 21문항 중 2문항은 이미 경험한 여가활동에는 적용이 불가하다고 판단 하여 제외시켰으며, 문헌연구 및 심리·행동 척도들에 대한 검토를 통해 21개의 문항을 개발 하여, 총 40개의 문항을 발견하였다. 발견된 문항들은 보편적 여가제약 척도(context-free leisure constraints scale)라 명명하였고, 이 문항들에 대해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 분석 결과에 따라, 요인 적재치 기준을 만족하지 못하는 16개의 문항은 제외되었다. 이러한 과정을 통해, 8개의 요인(난이도, 시설불편, 시간부족, 용기부족, 주변의식, 흥미부족, 인지부조화, 신체장애), 24개의 문항을 도출하였다.

지현진과 이철원은 Crawford와 Godbey의 연구를 바탕으로 제시된 여가제약 척도를 보완하고 확대함으로써, 표면타당도를 향상시켰다. 또한, 개발된 보편적 여가제약 척도는 여가 참여자 및 비참여자들의 진술을 바탕으로 현재 또는 과거의 여가 참여 여부에 관계없이 적용할 수 있는 보편성을 가지고 있다. 따라서 지현진과 이철원이 개발한 여가제약 척도는 여가제약을 측정하기에 보편성과 포괄성을 지닌 측정도구이다. 하지만 본 연구자들은 Churchill(1979)이 제시한 척도개발과정에 근거하여 보완이 필요하다고 판단하였다.

Churchill(1979)은 척도개발을 위해 다음의 과정을 제시하였다. 먼저, 선행연구를 통하여 구성 개념을 명확히 하고 각 개념에 해당하는 설문 문항을 개발하여 내용타당도를 확보 한다. 다음으로, 파일럿 연구를 통하여 측정 도구의 타당도와 신뢰도를 확인하고 파일럿 연구결과를 토대로 수정된 측정도구를 이용 하여 본 연구를 행한다. 최종적으로, 본 연구에서 사용된 측정도구의 타당도와 신뢰도를 검증하고, 이를 바탕으로 특정 개념을 측정 하기에 적합한 척도 인지를 검증한다.

Churchill(1979)의 척도개발과정을 바탕으로 지현진과 이철원의 연구를 분석한 결과, 개발된 보편적 여가제약 척도는 타당도와 신뢰도 검증이 이루어지지 않았다. 타당도는 측정도구가 그 목적 및 속성에 부합하게 잘 측정되는지를 판단하기 위한 것이다. 만약 척도가 타당하지 않을 경우 연구를 진행할 이유를 잃어버리게 된다(Nunnally & Bernstein, 1994). 신뢰도는 측정도구의 일관성 및 안전성을 확인하기 위한 목적으로 사용되어진다(Kerlinger, 1986). 만약 적합한 신뢰도를 측정도구에서 도출할 수 없으면, 측정오차로 인해 같은 대상을 반복적으로 연구할 시, 동일하지 않은 결과를 도출할 수 있다. 이와 같이, 측정도구를 개발함에 있어, 신뢰도와 타당도 검사는 매우 중요한 부분 이라 할 수 있고, 본 연구에서는 타당도와 신뢰도 검사를 통해, 기존에 개발된 보편적 여가 제약 척도를 보완하고자 한다.

이를 위해, 여가제약 이론을 기반으로, 탐색적 요인분석을 기존에 개발된 40문항에 실시하였고, 이를 바탕으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 문헌연구 및 전문가패널 리뷰를 통해 내용타당도를 검증하며, 수렴타당도, 변별 타당도, 그리고 신뢰도를 확인하였다. 이러한 검증 과정을 통하여, 여가제약을 측정하기에 보다 적합한 측정도구를 제시하는 것이 이 연구의 목적이다.

자료 수집 방법은 비확률 표본 추출법(nonprobability sampling methods) 중 편의 표본 추출법(convenience sampling method)을 사용하여 총 500부의 설문지를 서울, 대구, 광주, 인천에서 근무하는 의료전문직 종사자를 대상으로 배포하였다. 의료전문직 종사자들은 환자들을 상대로 업무를 수행하기에 일반 직장인들보다 더 많은 직무 스트레스 및 제약을 받을 가능 성이 높다(김홍식, 2005). 직업적 특성을 고려했을 때 상대적으로 더 많은 여가제약을 경험할 가능성이 있는 의료전문직 종사자를 대상으로 본 연구는 수행되었으며 총 500부의 설문지 중 455(91%)부의 설문지가 수거 되었다.

응답 내용이 불성실하거나 응답이 누락(50% 이상)된 33부는 분석에서 제외되었으며 최종적으로 422명의 응답지가 사용되었다. 설문지에 응답한 인원은 남성 187명(44.3%), 여성 235명 (55.7%)으로 구성되어있으며, 20대 190명(45.0%), 30대 135명(32.0%), 40대 63명(14.9%), 50대 30명(7.1%), 60대 이상 4명(0.9%)으로 나타났다. 평균 연령은 33.52세(SD=9.12)이며, 기혼자 216명(51.2%), 미혼자 206명(48.8%)으로 거의 같은 비율이 나타났다<표 1>.

지현진과 이철원에 따르면 최초 개발된 보편적 여가제약 척도는 40개의 문항으로 이루어져 있으며, 탐색적 요인분석을 통하여 16개의 문항이 제외되고 24개의 문항과 8개의 하위 요인을 찾아내었다. 8개의 하위 요인들 중 4개의 하위요인들이 2개의 문항으로 이루어져 있다. Kline(2011)은 2개의 문항이 한 요인을 설명할 수는 있지만 최상의 조건은 3개 이상의 문항이 한 요인을 설명하는 것이라고 하였다. 또한, 탐색적 요인 분석에서 각 요인간의 상관관계 계수를 제시하지 않았기에 직교회전법 사용에 대한 타당한 근거가 없다. 이러한 점을 보완하기 위하여 본 연구에서는 처음 개발된 40개 문항을 이용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다.

자료수집과 탐색적 요인분석 전후로 각 문항 및 요인에 대한 내용타당도 검증을 수행하였다. Lemon(1973)에 따르면, 내용 타당도는 일반적으로 측정도구를 검증하는 첫 번째 과정이 다. 또한, 각각의 문항들과 변인들과의 적합한 관계를 확인함으로써 측정 도구의 타당성을 확인할 수 있다. 본 연구에서는 전문가 패널들을 통하여 보편적 여가제약 척도의 내용 타당도가 검증되었다. 전문가 패널은 4명의 여가, 레크리에이션, 관광학과의 전공자로 구성되어 있다. 전체 40 문항 중 여가제약을 측정하기에 명확 하게 기술되어지지 않은 2문항(매사 의욕이 없어서, 마음이 편치 않아서)은 전문가 패널의 검토를 통해 제외되었다<표 2>.

탐색적 요인분석 결과를 바탕으로 각각의 하위 요인을 적합하게 설명할 수 있는지를 검증하기 위하여 EQS 6.2를 사용하여 확인적 요인분석을 실행하였다. 측정 모형의 적합도를 판단하기 위하여 절대적합지수 및 증분적합지수를 사용하 였다(Hu & Bentler, 1999). 정규분포 가정사항을 충족하기 위하여 다변량 분포도에 맞추어 측정 되는 방법(Satorra-Bentler's scaling method: Satorra & Bentler, 2001)인S-B χ²값이 제시되었다. 그리고 Standardized Root Mean-square Residual(SRMR), Root Mean-Square Error of Approximation(RMSEA), Comparative Fit Index(CFI), Non-Normed Fit Index(NNFI) 적합지수들을 사용하여 모형의 적합도를 판단하였다. 각 적합지수들의 기준치는 Hu와 Bentler(1999)가 제시한 .06이하의 RMSEA, .08이하의 SRMR. 그리고 Kline(2011)이 제시한 .9이상의 CFI, NNFI 의 값들이 측정모형과 구조모형의 적합도 지수를 판단하는 기준으로 사용되었다. 또한 측정도 구의 수렴타당도를 평가하기 위해서 평균분산추출지수가 .5이상인지 확인하였으며, 변별타당도를 확인하기 위해서 평균분산추출지수가 각 변수간의 상관계수의 제곱값보다 큰지 확인하였다. 또한 내적일관성을 판단하기 위하여 개념 신뢰도가 .8이상인지 확인하였다.

본 연구에서 보편적 여가제약 38문항에 대해 요인분석을 실시한 결과, Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)지수는 .922이였으며, Bartlett의 구형성 검정 통계 값이 11036.414(df=703, p<.001)로 상관행렬이 요인분석에 적합하다고 판단되었다(Tabachnick & Fidell, 2001).

보편적 여가제약을 구성하는 요인의 수를 결정하기 위하여 병렬분석(parallel analysis)과 주성분분석을 통해 확인한 고유치를 비교하였다 <표 3>. 5개 요인부터 최초고유치값(1.935)이 병렬분석에서 구한 랜덤자료 고유치값(1.438)보다 크며, 또한 스크리도포(scree plot)을 분석결과, 5개의 요인이 본 연구에서 가장 적절한 요인수라 판단되었다<그림1>.

5개의 요인으로 설정한 다음 프로맥스 사각 회전을 이용한 주축분해법을 사용하여 탐색적 요인분석을 실행하였다. 요인 적재값이 .40 이하이거나 .30이상 교차 적재된 문항은 제외하였다(Pett, Lacky & Sullivan, 2003)<표 4>. 5개의 요인은 여가제약의 전체변량 중 57.214%를 설명하고 있다.

요인 1은 14개 문항이 유의미한 요인 적재치를 보이고 있고, 설명 분산은 33.015%이다. 주요문항은 ‘남에게 우쭐할 수 있는 활동이 아니 어서’, ‘몸에 해가 되어서’, ‘요즘 유행하는 활동이 아니어서’, ‘내 나이에 어울리는 것 같지 않아서’ 등 개인의 심리적 또는 신체적 제약으로 인하여 여가활동에 참여하지 못하는 경향을 띄고 있다고 판단되어 내재적 제약이라 명명하였다. 요인 2는 8문항이 유의미한 적재 값을 보였으며, 설명 분산은 7.547%이다. 주요 문항으로는 ‘해당 활동에 대한 정보가 부족해서’, ‘기술이 부족해서’, ‘장비가 복잡해서’, ‘배우기 어려운 것 같아서’, ‘가르쳐 줄 사람이 없어서’ 등 여가활동에 참여하기 위하여 정보 및 기술 등을 습득함에 있어서 제약을 느끼는 경향을 보이므로 여가 기술적 제약이라고 명명하였다. 요인 3은 ‘같이 할 사람이 스킬이 부족해서’, ‘같이 할 사람이 경제적 여유가 없어서’, ‘같이 할 사람이 시간이 없어서’, ‘같이 할 사람이 마땅치 않아서’ 등 7문항이 유의미한 요인 적재 값을 보였다. 설명 분산은 7.186%이며 문항들이 모두 여가활동을 함께 할 동료와 관련된 제약이라는 판단 하에 대인적 제약이라고 명명하였다. 요인 4의 설명 분산은 5.266%이며 유의미한 요인 적재값을 보인 문항은 ‘해당시설이 좋지 않아서’, ‘활동에 사용되는 시설이 불편해서’, ‘해당 시설이 붐벼서’ 등 이다. 요인 4의 문항들은 시설과 관련된 제약을 반영하고 있다고 판단되어 요인 4를 여가시설 제약이라고 명명하였다. 요인 5는 4개의 문항이 유의미한 부하치를 보이며 설명 분산은 4.2%이다. 주요 문항은 ‘시간적 여유가 없어서’, ‘한번 하는데 시간이 많이 걸려서’, ‘정신적 여유가 없어서’ 등 여가활동을 하는데 필요한 시간과 관련된 제약이라는 판단 하에 시간적 제약이라고 명명하였다.

탐색적 요인분석 결과를 바탕으로 보편적 여가제약 척도에 대한 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분석을 통하여 측정 모델의 적합도 및 신뢰도를 검증하였으며, 측정모델의 타당도 또한 확인하였다.

1) 모델 적합도 및 신뢰도

측정모델을 확인적 요인 분석한 결과, 낮은 신뢰도를 보인 6문항(내 나이에 어울리는 것 같지 않아서, 부끄러워서, 내 취향에 부합되는 것 같지 않아서, 별로 매력적인 것 같지 않아서, 신앙에 부합되지 않아서, 더 호감 가는 활동이 있어서)을 분석에서 제외하였다.

재 측정한 결과<그림 2>, 측정모델에 대한 측정치가 모형에 적합한 것으로 나타났다. 구체적으로, S-B χ² (df)=813.840(419), RMSEA=.048, SRMR=.062, NNFI=.933, CFI=.940로 기준치를 만족하는 모형적합치가 나타났다<표 5>. 각 문항의 요인적재치(λ), 추출된 분산평균(AVE), 개념신뢰도(ρ)는 <표 6>에 제시하였다. 신뢰도 검증을 위하여 개념 신뢰도 계수를 확인한 결과 5개의 하위 요인의 개념 신뢰도(.815 - .911)는 모두 .8보다 큰 값을 나타냄으로써 각각의 하위요 인에 속하는 문항들이 내적 일관성을 가지고 있는 것으로 해석되어진다.

2) 구성 타당도-수렴 타당도

구성 타당도는 이론적 개념을 기본으로 각 요인에 포함되는 문항들이 요인을 잘 대표하는 지를 검증하기 위하여 사용된다. 특히 수렴 타당도는 각 문항의 요인적재량이 표준오차의 값보다 2배 이상 커야한다(Anderson & Gerbing, 1988). 또한, Fornell과 Larcker(1981)에 따르면, 추출된 분산 평균값이 수렴타당도를 검증하는데 사용되어지며 .50보다 커야한다고 하였다.

<표 6>에서 보는 바와 같이 모든 하위요인의 추출된 분산평균값이 .527(시간적 제약)에서 .640(여가 시설 제약)사이에 존재하며 모두 .50를 초과한다. 즉, 표준오차의 값이 요인 적재치값 보다 2배 이상 크지 않으며 추출된 분산평균값 또한 .50를 초과하므로 구성 개념들은 수렴타당도를 가진다고 해석할 수 있다.

3) 구성 타당도-변별 타당도

개발된 척도의 타당도를 확인하기 위해 또하나 고려해야할 것은 변별 타당도이다. 변별 타당도는 한 요인이 다른 요인들과 비교 하였을 때 그 요인만의 독특한 성격을 가지고 있는 지를 측정하기 위한 개념이다. 변별 타당도를 검증하기 위하여 각 변인의 추출된 분산 평균값이 평가 되었다. Fornell과 Larcker(1981)은 한 변인의 추출된 분산평균값이 그 변인과 다른 변인들의 상관의 제곱 값 보다 커야만 변별 타당도를 가진다고 제시하였다. <표 6과 표 7>에서 제시한, 각 변인들 간의 상관계수와 추출된 분산 평균값을 이용하여 변별 타당도를 검증한 결과, 제곱한 상관 계수들의 값은 각각의 변인들의 추출된 분산평균값보다 작은 것으로 나타났다.

또한, Anderson과 Gerbing(1988)에 따르면 두 요인간의 상관관계가 각각의 표준오차에 속하지 않아야 한다고 하였다. 다시 말해, 두 요인의 신뢰구간은 1.0을 포함하고 있지 않아야 한다. 보편적 여가제약 측정모델의 신뢰구간 (.043~.052)은 1.0을 포함하지 않으므로 이 척도는 변별 타당도를 가진다고 판단 할 수 있다.

여가제약 척도는 Crawford와 Godbey(1987)에 의해서 개발 되었으며, 그 후 여러 학자들에 의해서 수정되어지고 발전되어져 왔다(Crawford et al., 1991; Godbey, Crawford, & Shen, 2010; Jackson et al., 1993; White, 2008). 지현진과 이철원(2003)은 기존의 여가제약 척도가 보편적 여가제약을 측정하기에 불충분하다고 판단하여 보편적 여가제약 척도를 탐색적 요인분석을 통하여 제시하였다. 하지만 지현진과 이철원은 보편적 여가제약 척도의 타당도와 신뢰도를 검증하지 않았다. 이 점을 보완하기 위하여 본 연구에서 보편적 여가제약 척도를 재검증하였으며 측정도구로써 적합함을 입증하였다. 구체적인 과정에 대하여 설명하면 먼저, 보편적 여가제약 척도가 여가제약 측정도구로써 적절한지를 알아보기 위하여 각 문항 및 요인에 대한 내용타당도를 검증하였다. 그 다음, 탐색적 요인분석을 실시하여 하위요인을 확인했으며, 확인적 요인분석을 통한 수렴타당도(각 하위요인의 추출된 분산평균값>.05), 변별타당도(요인 간 상관관계 제곱값 <추출된 분산평균값), 신뢰도를 평가하여 보편적 여가제약 척도를 재검증하였다.

본 연구에서는 5가지 여가제약요인을 도출하였다. 그 중 2가지 요인(내재적 제약, 대인적 제약)은 Crawford와 Godbey의 여가제약 모델과 같은 결과를 보였다. 하지만 Crawford와 Godbey가 제시한 구조적 제약의 개념에 해당 하는 요인은 본 연구에서 3가지 요인(여가 기술적 제약, 여가 시설 제약, 시간적 제약)으로 나누어져 나타났다. 본 연구에서 제시한 5가지 여가제약요인은 Crawford와 Godbey가 제시한 3가지 여가제약 요인보다 세분화된 결과를 보였다.

McGuire와 O‘Leary(1992)는 여가 및 레크리에이션 활동 참여시 관심부족, 시간부족, 자금 부족, 시설 부족, 기술 부족과 같은 5가지 제약 요인이 나타난다고 하였으며, Romsa와 Hoffman(1980)은 관심부족, 시간 부족, 시설 부족, 자금 부족으로 인하여 여가참여에 제약이 발생한다고 하였다. 뿐만 아니라, Hawkins, Peng, Eklund와 Hsieh(1999), Vries와 Bruin(1996), 그리고 Yu와 Berryman(1996)의 연구에서는 6가지 제약요인(시간 부족, 자금 부족, 시설 부족, 기회 보족, 기술 및 능력 부족, 교통수단 부족)으로 인하여 여가제약이 발생한 다는 공통된 결과를 도출하였다. Jackson과 Scott(1999)에 따르면, 공통적으로 찾아낸 결과는 여가제약을 설명하기에 합당한 요인이라고 하였다. 하지만 여가제약은 연구대상의 성격, 사회 경제적 변수, 시간의 흐름에 따라 변화된 다(Jackson & Witt, 1994). 따라서, 본 연구에서 도출된 5가지의 여가제약 요인은, 후속 연구에서 보편성에 대한 검증이 필요할 것으로 생각 된다. 더 나아가, 기존의 Crawford와 Godbey 가 제시한 여가제약모델을 이용한 연구들과의 비교 및 논의를 통하여 여가제약 척도에 대한 심도 깊은 고찰이 요구된다.

본 연구에서 제시한 보편적 여가제약 척도를 바탕으로 여가참여, 여가동기, 여가선호, 여가 태도, 여가 관련 소비행동 패턴 등 다양한 개념들과 여가제약 요인과의 관계에 대한 연구를 실행한다면 학문적이고 실용적인 측면의 연구 결과를 제시할 수 있을 것이다. 즉, 재검증된 보편적 여가제약 척도를 통하여 Crawford와 Godbey가 제시한 여가제약 요인보다 더 세분화된 여가제약 요인에 대하여 연구할 수 있음과 동시에 왜 사람들이 여가에 참여하고 어떠한 태도를 가지며, 어떠한 소비 패턴을 가지는 지가에 대한 확장된 연구는 여가 연구에 기여할 수 있을 것이다.

본 연구에서는 기존에 개발된 보편적 여가제약 척도의 재평가를 통하여 내용타당도, 수렴 타당도, 변별 타당도와 신뢰도를 만족하는 여가제약 척도를 제시하였다. 이를 위해, 본 연구 에서는 먼저, 지현진과 이철원이 제시한 40문 항의 보편적 여가제약 척도가 적합한 측정도구 라는 근거를 제시하였다.

현재까지 지현진과 이철원의 보편적 여가제약 척도는 잘 구성된 여가제약 측정도구임에도 불구하고 여가제약에 관한 실증적 연구에서 많이 사용되지 않았다. 본 연구에서 제시한 내용을 바탕으로 후속 연구에서는 보다 다양한 대상을 선정하여 재검증된 여가제약 척도를 사용 함과 동시에 다양한 변인들과의 관계를 규명하 여, 여가참여자들의 제약에 대한 이해를 높일 수 있을 것이다.