긍정심리학의 창시자 마틴 셀러그만(2006)은 그의 책 서문에서 학문의 역할이 부정적 심리상태의 해결에 치중되기 보다 긍정적인 정서에 대해 연구하고, 개인의 강점과 미덕을 추구하여 ‘행복한 삶’을 이루는 데 있다고 강조하고 있다. 2000년대 대한민국 사회의 핵심 키워드는 ‘웰빙Well-being’ 또는 ‘힐링Healing’을 들 수 있는데 최근 여가와 관련된 연구도 여가만족과 일상의 생활만족간의 정상관과 영향력 검증(구희곤, 임수원, 2008; 박세혁, 2008; 한성유, 2011), 진지한 여가의 참여정도를 통한 주관적 삶의 질 향상(박지선, 2010; 황선환, 김미량, 이연주, 2011), Maslow(1964)의 절정 경험(peak experience), Csikszentmihalyi (1975)의 몰입(flow)으로 대변되는 여가몰입의 과정을 통한 자아실현(권현재, 2008; 김승수, 2012; 김선택, 2013)등의 다양한 내용으로 이들의 궁극적 귀결점은 모든 세대에 걸쳐 ‘행복한 삶’ 즉 ‘삶의 질’을 향상시키기 위한 것이다. 현재 우리나라의 중년층은 개인의 삶의 질 향상에 적극적이며 사회적 지위와 경제력을 바탕으로 자신의 삶을 보다 윤택하게 가꾸고자 노력하는 경향을 보이고 있다(제일기획, 2005).

과거의 중년층은 중년기에 해당하는 사람들을 통칭하는 것으로 중년층의 범위는 시기와 학자마다 다양하였다. 또한 중년층을 생애주기에서 신체적 연령이나, 생물학적 연령으로 분류하거나 주로 심리적 발달 혹은 관심사의 특징에 따라 분류되는 경우가 대부분이었다. 그러나 현재 우리나라의 중년층은 베이비 붐 세대로 불리며 전쟁, 해방, 경제적 빈곤 등을 겪은 노년층과는 달리 국가의 발전과 더불어 성장하였으며 교육수준, 생활수준의 향상을 경험한 세대이며 고도성장을 이룬 주체이기도 하다.

임선미(2013)는 우리나라의 중년층이 표면적으로는 IMF 등의 혼란을 경험하였으나 내면적으로는 사회의 주축으로서 사회와 가족에 대한 책임감을 유지하고 있는 세대라고 설명하고 있다. 즉 노후를 준비하는 과정에 있는 중년세대가 어떤 여가인지를 갖는 가는 미래의 삶에 중요한 부분으로 작용함을 알 수 있다. 중년기에 있어서 여가는 ‘중년의 위기’를 극복할 수 있는 돌파구를 마련해 주고, 업무에서 받는 스트레스를 낮추어 주며, 재충전을 통한 삶의 질 향상에 크게 기여(김명주, 1994)한다고 할 수 있다.

그러나 기존의 많은 선행연구(김명숙, 고종욱, 2013; 왕은희, 2012; 윤인애, 윤용진, 2010, 이종경, 이은주, 2010)들이 노인층과의 여가관계에 집중되어 있으며 그에 대한 배경으로는 노인에게 있어 규칙적인 신체활동참여가 건강의 핵심요소이며 정서, 자아실현, 정신건강, 행복감, 자기개발, 생활만족 그리고 삶의 질적 향상을 도모하여 행복을 추구하는데 효과적이라는 것(김영수, 2002; 민경훈, 1996)을 들고 있다. 또한 노인을 대상으로 한 연구(Brief, Butcher, George, & Link, 1993; Willits & Crider,1988, Arrindell, Heesink, & Feij, 1999)는 건강인지가 높을수록 삶의 만족이 높다고 보고하고 있다.

일찍이 원형중, 이성철(1993)은 삶의 질을 추구함에 있어 여가인지를 중요한 요인으로 언급하고 있다. 한편 전경숙(2010)은 Erikson(1976)과 Diener(1984)를 인용해 인생의 주기나 세대에 따라서 삶의 경험의 질과 내용 그리고 가치가 달라져 안녕감(well-being)에 대한 의미와 경험하는 내용들도 세대에 따라 달라지며 김명소, 김혜원, 차경호, 임지영, 한영석(2003)이 한국 성인의 행복한 삶의 구성요인을 밝혀내고 척도를 개발하였으나 그 대상이 20세부터 64세까지의 전체 성인을 대상으로 하여 세대별 특징을 반영하기 어려움을 지적하며 중년세대에 대한 연구를 강조하고 있다.

또한 박경란, 전예화(2005)는 중년후기 성인의 욕구변화를 자아실현의 욕구, 사회참여의 요구, 자립생활의 욕구, 경제활동의 요구로 나누어 설명하면서 김소영(2003)과 성기원, 이연숙, 장윤정(2005)은 중년층의 여가욕구에 대한 지속적인 증가와 스포츠, 건강채널 TV시청, 종교활동 등의 여가활동에 참여하는 것으로 보고하고 있다. 그러나 박지수(2007)는 여가참여가 기존의 선행연구들이 ‘여가에 참여하는 빈도’의 양적측면만을 조사하는 것에 반하여 ‘평소의 여가활동참여에 대해 충분하다고 생각하는 개인의 주관적인 지각’으로 ‘여가충족’을 정의하며 좀 더 구체적인 여가활동에 있어서의 만족감을 파악하고자 하였다.

‘웰빙Well-being’ 또는 ‘힐링Healing’이 사회적 이슈가 되면서 행복감, 삶의 만족도, 삶의 질과 관련된 논문들이 증가하고 있는데 박민정(2012)은 행복과 관련하여 가정환경요인 및 학교환경요인, 문화적 배경과 관련한 연구, 일상생활 속 사건들에 의한 행복 그리고 여가활동과 관련한 행복 등 다차원적인 분야에서 연구가 이루어짐을 보고하였다. 여가와 행복에 관련된 선행연구들 중 다양한 대상들이 있지만 특히 노인(양은선, 2012; 신조황, 2010; 김명미, 2005; 김경호, 2004)관련 연구는 그간 고령화 사회를 대비해 다각적으로 진행되어 오고 있다. 그러나 청소년, 노인인구에 대한 연구가 활발히 진행지고 있음에 비해 중년세대의 행복감에 대한 연구는 다소 비중이 적은 것이 사실이다.

중년여성의 정신건강은 인생 후반기의 중년기의 삶뿐만 아니라 노년기의 삶의 질을 결정하는(손제희, 허만세, 2013)요인이라 하였으며, 같은 맥락으로 강유진(2003)은 중년세대의 연구를 미래의 노인인구에 대한 특성을 파악할 수 있는 방법이라 하였고 최석환, 김영환, 조운용(2009)은 중년세대의 여가인식을 통해 노후를 준비하는 예비적 연구의 가치를 보여주고 있다. 이처럼 중년을 대상으로 하는 연구는 현재의 의미 그 이상의 가치가 있음에 주목해야 한다.

따라서 본 연구는 노령사회의 여가를 예측할 수 있는 중년을 대상으로 그들의 여가인식이 여가충족과 행복감에 미치는 영향을 분석하여 여가충족과 행복감을 증진시키기 위한 실증적 자료를 제시하는데 의미가 있다 하겠다. 이러한 목적을 달성하고자 다음과 같은 가설을 설정하였다.

첫째, 중년층의 여가인지는 여가충족에 유의한 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

둘째, 중년층의 여가인지는 행복감에 유의한 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

셋째, 중년층의 여가충족은 행복감에 유의한 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

본 연구의 대상은 2013년 3월~5월까지 서울, 경기도에 거주하는 만 40세 이상∼만 59세 이하의 중년층을 모집단으로 설정하였다. 연령의 제한을 둔 이유는 중년층의 구분이 학자마다 견해의 차이가 있어 강은나, 신지영(2012)의 연구대상을 참고하여 만 59세로 대상을 한정하였다. 또한 각 거주지역별 연령대의 파악이 불가능하다고 판단되어 비확률 표본추출법 중 편의표본추출법(convenience sampling method)을 이용하여 표본을 추출하였다.

지역별로는 서울 200명, 경기 200명(총 400명)을 표집 하였으며 조사원이 해당지역을 방문하여 유동인구가 많은 상가 혹은 공원 주변에서 설문에 대한 내용을 설명하고 직접 회수 하는 방식으로 조사하였다. 회수된 질문지 중 응답내용이 부실하거나 무기입 등 불성실한 5명의 자료를 제외하였다. 또한 통계적 방법을 이용하여 극단치 제거 절차를 거쳐 총 395부의 설문지를 최종 분석에 사용하였으며 조사대상자의 일반적 특성은 다음 <표 1>과 같다.

1) 여가인지

여가인지의 측정도구는 Witt와 Ellis(1984)가 개발한 “여가활동 기능척도(Leisure Diagnostic Battery; LDB)를 원형중(1989)이 번안하여 표준화시킨‘여가활동의 인지적 자유에 관한 조사’설문지를 이용하였다. 본 질문지는 여가조절력, 여가심취도, 여가자신감, 여가욕구의 4개 하위변인으로 구성되어 있으며 총 25문항으로 구성되어 있다. 이재희(2000), 김미경(2008) 등의 연구에서는 본 질문지의 신뢰도가 .9 이상으로 추출되어 그 신뢰성을 인정받은 바 있다.

각 문항은 Likert 5점 척도로 구성되어 있고 “전혀 그렇지 않다”(1점)에서 “매우 그렇다”(5점)까지 점수화하였으며 점수의 합계가 높을수록 여가에 대한 인지도가 높은 것을 의미한다.

2) 여가충족

여가충족의 측정도구는 박지수(2007)에 의하여 개발된 설문지를 이용하였다. 본 설문지는 총 17 문항으로 이루어져 있으며 박지수(2007)는 개발당시 여가활동유형을 조사하여 총 5가지의 유형으로 분류하고 이에 대한 충족정도를 측정하였다. 5가지 유형이란 사회친목여가, 가족친목여가, 교양교육여가, 놀이오락여가, 단순휴식여가이며 각 문항은 Likert 5점 척도로 구성되어 있고 “매우 부족”(1점)에서 “매우 충분”(5점)까지 점수화하였으며 점수의 합계가 높을수록 여가활동에 대한 충족감이 높은 것을 의미한다.

3) 행복감

행복감의 측정도구는 양명환(1998)이 개발한 “심리적행복감” 설문지를 이용하였다. 본 설문지는 최초 개발당시 총 24문항으로 구성되어 있으나 송영순(2012)이 중년층에 맞게 14문항으로 축소시켰다. 송영순(2012)은 본 질문지에서 총 4개의 하위요인을 도출하였으며 각각 몰입감, 자신감, 즐거움, 자아실현이라 명명하였다. 각 문항은 Likert 5점 척도로 구성되어 있으며 점수의 합이 높을수록 행복감이 크다고 할 수 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위해 사용된 설문지는 응답내용이 부실하거나 신뢰성이 없다고 판단되는 자료를 분석대상에서 제외시킨 후 SPSS(Win Ver. 17.0) 프로그램을 이용하여 다음과 같이 자료를 분석하였다.

첫째, 연구대상의 특성을 파악하기 위하여 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 설문지의 타당도 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 인자계수의 추출방법은 주성분분석을 이용하여 요인을 추출하였고, 베리맥스(Varimax)회전을 통하여 인자행렬의 각 인자를 단순구조화시켰다. 셋째, 측정척도 항목들의 신뢰도를 검증하기 위하여 구성요인별로 Cronbach

s α 검사를 실시하였다. 넷째, 각 변인 간의 상관정도를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 다섯째, 각 변인의 영향력 관계를 알아보기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다.

1) 여가인지의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 2>는 여가인지의 하위요인을 도출하기 위하여 각 문항들의 타당성을 검증을 위한 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .4 이상인 문항을 추출하여 총 20개의 문항과 4개의 성분이 검출되어 각각 여가조절력, 여가심취도, 여가자신감, 여가욕구로 명명하였다.

일반적으로 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)의 표준적합도 수치는 .5 이상일 경우 접합도가 인정(김계수, 2007)되며 1에 가까울수록 높은 적합도로 인정된는 바 본 연구에서는 KMO 수치가 .932로 나타나 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 63.842로 나타났다.

한편 Cronbach’s α 계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .742∼.887 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

다음의 <표 3>은 여가충족의 하위요인을 도출하기 위하여 각 문항들의 타당성을 검증을 위한 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .4 이상인 문항을 추출하여 총 10개의 문항과 4개의 성분이 검출되어 각각 사회친목여가, 가족친목여가, 교양교육여가, 놀이오락여가로 명명하였다. 본 질문지는 최초개발 당시 5개의 하위요인으로 구성되어있으나 본 연구에서는 “단순휴식여가”에 대한 요인이 도출되지 않았다.

KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .728로 나타나 안정된 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 55.628로 60%에 미치지 못하는 것으로 나타났다. 그러나 Cronbach’s α 계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .692∼.728 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

3) 행복감의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 4>는 행복감의 하위요인을 도출하기 위하여 각 문항들의 타당성을 검증을 위한 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .5 이상인 문항을 추출하여 총 14개의 문항과 4개의 성분이 검출되어 각각 자신감, 자아실현, 즐거움, 몰입감으로 명명하였다. KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .915로 나타나 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 61.403으로 나타났다.

한편 Cronbach’s α 계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .742∼.890 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

1) 각 요인의 상관관계 분석

다음의 <표 5>는 중년층의 여가인식, 여가충족, 행복감 구성요인 간의 상관관계를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시한 결과이다.

요인분석을 통하여 도출된 여가조절력, 여가자신감, 여가심취도, 여가욕구, 사회친목여가, 가족친목여가, 교양교육여가, 놀이오락여가, 자신감, 자아실현, 즐거움, 몰입감 간에 유의한 정(+)적인 상관관계가 존재하는 것으로 조사되었다. 또한 모든 요인간의 상관계수가 .7을 초과하지 않은 것으로ㄹ 나타나 각 변수간의 상관관계가 상호 독립적이며 판별타당성에는 문제가 제기되지 않는 것으로 판단할 수 있다.

음의 <표 6>은 중년층의 여가인지가 여가충족에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다.

여가인지가 여가충족의 하위요인인 사회친목여가에 미치는 영향력을 살펴본 결과 여가자신감(β=.318, t=4.757), 여가조절력(β=.200, t=3.244)의 순으로 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 22.9%를 설명하고 있으며 F값은 27.463(p=.000)으로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 가족친목여가에 미치는 영향력은 여가자신감(β=.401, t=5.919) 만이 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 20.9%를 설명하고 있으며 F값은 24.410(p=.000)으로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 교양교육여가에 미치는 영향력은 여가조절력(β=.287, t=4.631), 여가자신감(β=.249, t=3.720)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 22.5%를 설명하고 있으며 F값은 26.865(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 놀이오락여가에 미치는 영향력은 여가자신감(β=.478, t=8.828), 여가욕구(β=.094, t=1.963)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 22.9%를 설명하고 있으며 F값은 27.447(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

3) 중년층의 여가인지가 행복감에 미치는 영향

다음의 <표 7>은 중년층의 여가인지가 행복감에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다.

여가인지가 행복감의 하위요인인 자신감에 미치는 영향력을 살펴본 결과 여가조절력(β=.288, t=5.257), 여가욕구(β=.226, t=4.634), 여가심취도(β=.167, t=3.214), 여가자신감(β=.127, t=2.300)의 순으로 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 20.2%를 설명하고 있으며 F값은 23.351(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 자아실현에 미치는 영향력은 여가심취도(β=.362, t=6.942), 여가욕구(β=.098, t=2.016)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 20%를 설명하고 있으며 F값은 23.183(p=.000)으로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 즐거움에 미치는 영향력은 여가자신감(β=.394, t=8.831), 여가조절력(β=.299, t=6.668), 여가욕구(β=.209, t=4.582)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 57.6%를 설명하고 있으며 F값은 125.511(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가인지가 몰입감에 미치는 영향력은 여가자신감(β=.254, t=4.102), 여가심취도(β=.196, t=3.288)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 18.1%를 설명하고 있으며 F값은 20.395(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

4) 중년층의 여가충족이 행복감에 미치는 영향

다음의 <표 8>은 중년층의 여가충족이 행복감에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다.

여가충족이 행복감의 하위요인인 자신감에 미치는 영향력을 살펴본 결과 놀이오락여가(β=285., t=4.645), 가족친목여가(β=.271, t=6.034), 교양교육여가(β=.201, t=4.280) 순으로 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 30.3%를 설명하고 있으며 F값은 40.138(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가충족이 자아실현에 미치는 영향력은 놀이오락여가(β=.278, t=4.618), 교양교육여가(β=.194, t=4.224), 가족친목여가(β=.191, t=4.346), 사회친목여가(β=.157, t=2.725)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 33.1%를 설명하고 있으며 F값은 45.802(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가충족이 즐거움에 미치는 영향력은 가족친목여가(β=.310, t=7.688), 놀이오락여가(β=.326, t=5.930), 사회친목여가(β=.187, t=3.562), 교양교육여가(β=.118, t=2.810)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 44%를 설명하고 있으며 F값은 72.627(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

여가충족이 몰입감에 미치는 영향력은 교양교육여가(β=.315, t=6.427), 놀이오락여가(β=.191, t=2.986)의 순으로 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 24%를 설명하고 있으며 F값은 29.247(p=.000)로 검출되었고 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다.

본 연구는 중년층의 여가인지, 여가충족, 행복감간의 영향력관계를 규명하는데 주된 목적이 있으며 본 장에서는 앞서 검증된 결과를 토대로 논의하고자 한다.

1) 중년층의 여가인지가 여가충족에 미치는 영향

여가인지가 여가충족의 하위요인인 사회친목여가에 미치는 영향력은 여가자신감, 여가조절력의 순이었으며 가족친목여가에 미치는 영향력은 여가자신감 만이 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 교양교육여가에 미치는 영향력은 여가조절력, 여가자신감의 순이었으며 놀이오락여가에 미치는 영향력은 여가자신감, 여가욕구의 순으로 나타났다. 즉 여가에 대한 자신감이 있을 때 여가활동에서 충족감을 느낄 수 있다고 설명할 수 있다.

김선희, 강현희(2012)는 여가활동에서의 자신감은 여가활동에 대한 인지정도를 높아지게 하며 여가활동에 보다 적극적으로 참여하고 활동에 대해 충족감을 느낄 수 있도록 하는 요인으로 작용한다고 하였다. 임병준(2007)은 노인의 경우 친구 혹은 이웃을 통하여 여가를 인지하며 복지관 등에서 타인과 즐기는 여가활동을 통하여 얻어지는 만족감이 가장 높은 수치를 나타냈다고 하였다. 또한 사회적 친목을 위한 여가활동에 시간과 비용을 투자한다고 하여 여가에 대한 인지경로 및 인지능력과 여가활동 충족의 관계에 대한 중요성을 주장하였다.

여가자신감이 여가 활동에 영향을 미치는 일에 대하여 원하는 결과를 얻을 수 있도록 스스로 조절할 수 있는 능력임을 감안 할 때 중년층은 자신이 현재 처해있는 여가상황을 정확히 이해하고 자신의 능력에 대한 기대와 자신감을 향상시키는 것이 무엇보다도 중요하다 할 수 있을 것이다. 이러한 자신감의 회복을 통하여 보다 적극적으로 여가활동에 참여할 때 이에 대한 충족감을 느낄 수 있을 것으로 판단된다.

따라서 중년층은 보다 적극적으로 자신에 맞는 여가활동의 정보를 획득하고 활동에 능숙할 수 있다는 자신감을 배양하는 것이 필요하다 하겠다.

또한 여가활동에 대한 조절력을 잃지 않도록 노력해야 할 것이다. 즉 기술적인 측면에서 무리하게 한계를 넘어 우수해지려는 노력이나 타인보다 높은 실기기술을 지녀야 한다는 생각 등이 여가활동의 주된 목표가 된다면 여가활동에서 오는 충족감을 저하시키는 요인으로 작용한다는 것을 간과해서는 안 될 것이다.

2) 중년층의 여가인지가 행복감에 미치는 영향

여가인지가 행복감의 하위요인인 자신감에 미치는 영향력은 여가조절력, 여가욕구, 여가심취도, 여가자신감의 순이었으며 자아실현에 미 치는 영향력은 여가심취도, 여가욕구의 순이었다. 또한 즐거움에 미치는 영향력은 여가자신감, 여가조절력, 여가욕구의 순이었으며 몰입감에 미치는 영향력은 여가자신감, 여가심취도의 순이었다.

신승엽(2010)은 건전한 여가활동으로서 골프에 몰입하고 심취하는 것이 행복감을 높여줄 수 있다고 하였다. 강신욱(2003)은 운동에 빠져 있고 심취되어 있는 성인은 가정, 직장, 동료 관계 등 일상생활에 있어 다소의 손실을 감수하더라도 운동으로부터 자신의 신체적·정신적 행복을 추구하고 있다고 하여 여가인지의 심취도가 행복감에 영향을 줄 수 있다는 본 연구결과와 일부 일치하고 있다. 이철원(2013)은 여가를 즐길 수 있을 때 행복감을 느끼게 되며 여가를 즐기기 위해서는 무엇보다도 여가의 중요성을 인식하고 여가활동에 빠져있을 때가 진정 행복할 때라고 하였다.

따라서 중년층은 자부심을 갖게 하는 여가활동을 선택하는 것이 중요하며 여가활동을 통하여 타인과 소통하고 같이 활동할 종목과 동반자를 자신의 의지로서 결정할 수 있어야 여가활동을 통하여 행복감을 증진시킬 수 있다고 할 수 있겠다.

3) 중년층의 여가충족이 행복감에 미치는 영향

여가충족이 행복감의 하위요인인 자신감에 미치는 영향력은 놀이오락여가, 가족친목여가, 교양교육여가의 순이었으며 자아실현에 미치는 영향력은 놀이오락여가, 교양교육여가, 가족친목여가, 사회친목여가의 순이었다. 또한 즐거움에 미치는 영향력은 가족친목여가, 놀이오락여가, 사회친목여가, 교양교육여가의 순이었으며 몰입감에 미치는 영향력은 교양교육여가, 놀이오락여가의 순이었다.

박지수, 박경란(2009)은 여가활동에 대한 충족정도는 경제적 비용의 여유와 가족의지지 및 이해가 필요하다고 하였으며 모든 유형의 여가제약이 사회친목여가의 충족에 중요하게 관련되어 있다고 주장하여 사회친목여가 활동의 충족을 중요시 하였다.

오세숙(2011)은 노인의 행복감을 예측할 수 있는 변수로 사회적 관계를 들고 있으며 특히 사회적 지지가 행복감에 영향을 미친다고 보고하여 사회적 친목을 형성할 수 있는 여가활동이 행복감을 높일 수 있다고 주장하였다.

윤종대, 정철규, 윤필규, 노미라(2009)은 청소년의 경우 놀이오락, 스포츠, 사교활동 형태의 여가활동에 참여하였을 시 행복감과 몰입감에 차이가 나타났다고 주장하였다.

민경훈, 김수겸(2008)은 직업군인의 경우 지속적인 여가활동 참여가 즐거움과 여가욕구에 대한 충족을 높일 수 있으며 이는 자신감으로 이어져 심리적 행복감을 높일 수 있다고 주장하여 본 연구의 결과를 일부 지지하고 있다.

따라서 중년층은 가족과의 여행, 외식 혹은 가족단위의 야외활동 등을 통하여 삶에 대한 자신감을 높여야 할 것이다. 또한 교양강좌 혹은 취미활동 등에 시간과 비용을 투자하여 자기계발에 적극적인 생활태도를 가져야 하겠다.

류승아, 김경미, 최인철(2011)은 자기결정 이론을 적용하여 사람들은 자율성, 유능성, 관계성을 추구하는 기본적 욕구가 있으며 이러한 욕구가 충족될 때 행복감이 높아진다고 하였다. 이는 여가활동에서도 동일하게 적용될 수 있으며 여가활동을 통하여 여가에 대한 욕구가 충족될 때 개인의 행복 수준이 증진다고 주장하여 본 연구의 결과와 일부 일치하고 있다.

반면 놀이오락 형태의 여가활동이 행복감에 영향을 준다는 결과에 주목할 필요가 있다. 이는 우리나라 중년층의 경우 생업과 가족의 생계를 위하여 “일” 중심적인 생활로 인해 “여가”와 “놀이”, “휴식”에 대한 개념이 아직 명하게 적립되어 있지 않기 때문으로 판단된다.

이철원(2000)은 여가산업과 관련하여 도박 산업이 가장 큰 성장세를 보이고 있으므로 여가와 도박의 경계선을 명확히 하여 건전한 여가활동이 도박과 오락으로 전락되는 것을 막아야한다고 주장한 바 있다. 즉 컴퓨터게임, 카드, 화투 등의 놀이오락형 여가에 대한 조절력을 잃고 몰입하지 않도록 하는 중년층으로서의 절제력도 필요하다 하겠다.

따라서 중년층은 자신이 가지고 있는 능력이나 기술을 통제할 수 있는 능력이 우선되어야 하며 여가관련 정보의 획득을 통하여 활동을 자율적으로 선택할 수 있는 능력 개발에 힘써야 하겠다. 이러한 과정을 통하여 여가활동에 대한 자신감을 회복하고 활동에 대한 충족감을 높이는 것이 행복한 삶을 살아갈 수 있는 방법이라 할 수 있을 것이다.

본 연구는 중년층의 여가인지, 여가충족 및 행복감의 영향력 관계를 검증함으로써 중년층의 여가활동과 이를 통해 얻어지는 충족감이 행복한 중년기, 나아가 행복한 노년기로 이어질 수 있는 요소로 작용할 수 있다는 것을 실증적으로 확인하고자 하였다. 이를 규명하기 위하여 2013년 3월∼5월까지 서울, 경기도에 거주하는 만 40세 이상∼만 59세 이하의 중년층 395명을 대상으로 조사하였다. 또한 다중회귀분석 기법을 이용하여 각 변인의 영향력 관계를 검증하였으며 다음과 같은 결론이 도출되었다.

첫째, 여가인지와 여가충족의 영향력관계에서 여가자신감은 여가충족의 모든 하위요인에 영향을 미쳤으며 여가조절력은 사회친목여가, 교양교육여가에 영향을 미쳤다. 또한 여가욕구는 놀이오락여가에 영향을 미쳤다.

둘째, 여가인지와 행복감의 영향력관계에서 여가조절력은 자신감, 즐거움요인에 영향을 미쳤으며, 여가자신감은 자신감, 즐거움, 몰입감에 영향을 미쳤다. 또한 여가심취도는 행복감, 자아실현, 몰입감에 영향을 미쳤으며 여가욕구는 자아실현에 영향을 미쳤다.

셋째, 여가충족과 행복감의 영향력관계에서 사회친목여가는 자아실현, 즐거움에 영향을 미쳤으며, 가족친목여가는 자신감, 자아실현, 즐거움에 영향을 미쳤다. 또한 교양교육여가와 놀이오락여가는 행복감의 모든 하위요인에 영향을 미쳤다.

본 연구를 결과를 바탕으로 향후 연구를 위한 지향점 등을 제언해보면, 우선 본 연구의 대상이 특정지역에 한정되어 있기 때문에 지역의 인구밀도를 고려한 전체 중년층을 대표할 수 있는 연구가 필요할 것으로 판단된다. 또한 조사도구에 있어 여가충족의 하위요인 도출이 선행연구와 차이가 있었다. 따라서 우리나라 중년층의 여가충족을 보다 세밀히 측정할 수 있는 정확한 도구의 개발이 요구된다. 본 연구에서 발생할 수 있는 양적연구의 한계를 질적연구 등을 통하여 심층분석 할 필요가 있겠다.