최근들어 여가스포츠 참여에 대한 사회적, 환경적 제약이 해소되고 여가활동에 참여하는 것이 생활의 일부로 인식될 만큼 여가활동에 대한 참여가 증가하고 있다. 이러한 여가스포츠활동의 보편화는 활동에 참여하여 단순히 만족을 느끼려는 단계를 넘어 참여종목에 몰입하고 스릴과 극한 상황을 극복하여 자신의 정신 적, 신체적 한계를 확인하려는 모험적 요소가 포함된 종목에 관심과 비중을 가중시키고 있다(윤영선, 황종선, 2007).

모험적 요소가 가미된 여가스포츠 활동 중 스키, 스노우보드의 동계스포츠 종목은 계절적 특성과 맞물려 참여인구가 급격히 증가한 종목 중 하나이다. 이들 두 종목의 특징은 특정계절에 행할 수 있고, 경사도를 이용하여 상단부에서 하단부로 미끄러져 내려오는 과정에서 속도와 자세 및 장비를 제어해야 한다는 공통점이 있으며 스피드와 표고차에서 오는 공포심을 극복하고 이러한 경험을 통하여 스릴과 재미를 느낄 수 있는 종목이다.

2014년 현재 우리나라의 스키장은 경기 5개소, 강원 9개소, 충청, 전라, 경상권에 각 1개소씩 총 17 곳이 있으며 2013년 시즌에는 6,314,343명이 각스키장을 이용하였다(한국스키장경영협회, 2014)고 보고된 바 있다.

이러한 스키, 스노우보드 종목의 특성상 초보자의 경우는 속도감에서 오는 공포를 극복하고자 몰입하게 되고 중⋅상급자의 경우는 자세와 장비컨트롤을 위하여 몰입하게 된다. 즉 스키, 스노우보드는 몰입을 경험할 수 있는 최선의 종목이라 해도 과언이 아닐 것이다. 몰입경험(flow experience)이란 인간 삶에 있어 최고 감정, 최상의 즐거운 경험, 행복한 심리상태 Csikszentmihalyi(1975), 활동 중 도전과 기술이 균형으로 자극되는 최적 각성 상태(Decloe, Kaczynski & Havitz, 2009) 등으로 정의되고 있으며 김충언(2010)은 여가활동에 완전히 빠져들고 내적으로 동기화되는 상태로 활동 중의 최적 경험과 유사한 경험으로 개인의 능력과 주어진 환경사이에 상호작용으로 발생하는 즐거운 심리상태로 정의하고 있다.

몰입경험은 Hoffman, Novak(2009) 등에 의하여 단일차원 개념의 측정이 용이할 수 있다는 주장과 함께 이정원(2012)은 몰입경험을 활동에 대한 도전 정도, 기술수준 및 주의집중 상황을 통해 획득되는 즐거움, 시간개념의 상실, 긍정적사고의 영역에서 측정하였다. 여가스포츠 참가와 관련된 선행연구는 몰입경험과 만족 간의 관계(성낙숙, 2013, 등)에 대한 연구가 다수이며 이 두 변인 사이에 여가조절감의 조절효과(오세이, 곽호경, 2013) 분석, 스포츠가치관 및 여가태도와의 관계(이계영, 윤영선, 김흥태, 2011)를 규명하는 연구가 주류를 이루고 있다. 또한 참여수준과 선호유형에 따른 몰입경험의 차이를 분석(김성문, 유정인, 2013)한 연구도 발표되었다.

한편 몰입경험이 여가정체성에 영향을 미치는 요인임을 밝히고자 하는 연구가 여성노인, 수영선수, 댄스스포츠 참여자를 대상으로 진행 되었으나 동계스포츠 종목 참여자를 대상으로 실시된 연구는 전무하다. 여가정체성이란 특정한 여가활동에 대한 지속적 참여의 결과로 여가집단에 대한 동일시를 통해 형성되는 내면화된 역할기대이며, 이는 개인마다 경험하는 여가활동에 따라 다르게 나타난다(박유진, 2002)고 하였다.

현재 여가정체성과 관련된 선행연구는 주로 몰입 변인과 관련(이상희, 원영신, 조은영, 2013, 등)하여 이루어지고 있으며 심리적 웰빙과의 관계(표종현, 이근모, 장승현, 2011, 등), 만족과의 관계(고동우, 김병국, 박정화, 2012, 등) 등이 발표되었다.

여가정체성은 몰입의 결과로 발생되는 특정한 여가활동에 대한 내면화된 기대역할이며 동계스포츠 활동 참여자들은 자신의 정체성을 체계적으로 확립하기 위하여 동계스포츠와 연결된 기술 및 지식을 습득하려고 많은 시간과 노력을 투자하게 된다. 이러한 노력으로 여가정체성을 확립한 개인은 자신의 여가활동에 중요한 의미를 부여하고 성취감이나 자부심 등의 감정을 경험함으로써 긍정적 정서를 확고히 하게 되어 결과적으로 지속적이고 적극적으로 여가활동에 참여하도록 하는 요소가 될 것이다.

따라서 본 연구에서는 동계스포츠 참여자들의 몰입경험이 여가정체성 및 여가지속에 미치는 영향력을 규명하여 동계스포츠 참여가 건전한 여가활동으로 자리매김 할 수 있는 방안을 제시하고자 한다. 또한 2018 동계올림픽 개최 국으로써 동계스포츠 참여인구의 확대를 위한 기반을 세우고자 하는데 연구의 목적이 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 설정한 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 동계스포츠 참여자의 몰입경험이 여가 정체성에 미치는 영향력은 어떠한가?

둘째, 몰입경험이 여가지속에 미치는 영향력은 어떠한가?

셋째, 여가정체성이 여가지속에 미치는 영향력은 어떠한가?

본 연구의 대상은 2013년 12월~2014년 2월까지 주중과 주말을 이용하여 경기도 및 강원도 소재 스키장을 중심으로 스키, 스노우보드 참여자중 관련 동호회 활동을 하고 있는 성인으로 한정하였다. 또한 스키와 스노우보드를 동시에 즐기는 경우는 중복 조사의 오류를 방지하기 위하여 하나의 종목에만 포함시켜 설문을 작성하게 하였다.

한편 연구대상의 표본추출은 계절의 한계성, 장소의 문제, 거주지역에 따른 접근성의 문제 등을 고려하여 표집틀을 작성하는 것이 불가능하다고 판단하였다. 따라서 비확률 표본추출법 중편의 표본추출법(convenience sampling method) 을 이용하여 샘플링하였다. 지역별로는 경기도 소재 스키장 200명, 강원도 소재 스키장 200명(총 400명)을 표집하고 질문지를 통하여 자료를 수집하였다. 최종분석대상은 응답내용이 부실하거나 무기입 자료 등 52명의 자료를 제외한 총 348명 이었으며 조사대상자의 일반적 특성은 다음 <표 1>과 같다.

1) 몰입경험

몰입경험 척도는 Gahani & Deshpande(1994), 정민화(2009)의 연구를 토대로 오세이, 곽호경(2013)이 재구성한 질문지를 사용하였다. 본 질문지는 리커드 5점 척도로 제작되었으며 즐거움⋅긍정사고, 도전감, 숙련도, 시간왜곡, 주의집 중의 5개 하위요인, 총 21문항으로 구성되어있다.

오세이, 곽호경(2013)은 스포츠클럽활동을 하는 초동학생을 대상으로 본 척도를 적용하여 .747∼.941의 신뢰도를 확보하였으며 72.4%의 설명력을 가진 요인을 도출하였다. 따라서 몰입경험을 측정하기 위한 도구로 신뢰도 및 타당도가 인정된 바 있다.

2) 여가정체성

여가정체성 척도는 Leverie(1995)의 연구에서 사용되었던 질문지를 박유진(2002)이 수정⋅보완하여 완성시킨 질문지를 이용하였다. 박유진(2002)는 동일시, 정서적애착, 존중감의 3개요인, 21개 문항으로 본 질문지를 구성하였으며 리커드 5점 척도로 제작되었다.

김백관, 김인형(2012)은 조기축구 동호인을 대상으로 본 질문지를 적용하여 연구한 결과 약 56.171%의 설명력을 가진 요인을 도출하였으며 .60∼.70(전체 .81)의 신뢰도를 도출하여 여가정체성 측정도구로서 안정성을 인정받은 바 있다.

3) 여가지속

여가지속 척도는 서희진(2003), 이동준(2006) 등의 연구에서 사용된 스포츠 재 참가 의도 문항을 토대로 수정⋅보완하여 사용하였다. 본 질문지는 단일차원의 3문항으로 구성되어있으며 리커드 5점척도로 구성되어 있다.

양대승(2011)은 교양체육에 참여한 대학생들 에게 본 질문지를 적용하여 여가지속의사를 조사한 결과 89.775%의 누적분산 수치와 .942의 신뢰도 계수가 도출되었다. 따라서 여가지속 측정도구로서 안정성을 인정받은 바 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위해 사용된 설문지는 응답내용이 부실하거나 신뢰성이 없다고 판단되는 자료를 분석대상에서 제외시킨 후 SPSS(Win Ver. 21) 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 α검사를 실시하였다. 넷째, 각 변인 간의 상관정도를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 다섯째, 각 변인의 영향력 관계를 알아보기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다.

1) 몰입경험의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 2>는 몰입경험의 하위요인을 도출하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과 이다. 요인부하량이 .5 이상인 문항을 추출하여 총 21개의 문항과 5개의 성분이 도출되었다. 도출된 성분은 각각 주의집중, 즐거움⋅긍정사고, 도전감, 시간왜곡, 숙련도로 명명하였다. KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .797의 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 64.079로 나타났다. 한편 Cronbach’s α계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .811∼.887 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

2) 여가정체성의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 3>은 여가정체성의 하위요인을 도출하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 요인부하량이 .5 이상인 문항을 추출하여 총 15개의 문항과 3개의 성분이 도출되었다. 도출된 성분은 각각 동일시, 존중감, 정서적애착으로 명명하였다. KMO의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .920으로 나타나 상대적으로 높은 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 66.750으로 나타났다. 한편 Cronbach’s α계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .846∼.861 사이에 위치함으로서 측정 항목간에 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

3) 여가지속의 타당도 및 신뢰도

다음의 <표 4>는 여가지속의 탐색적 요인분석을 실시한 결과이다. 각 문항의 요인부하량이 .5 이상의 수치를 보이고 있으며 K.M.O.의 표준적합도 수치를 검증한 결과 .760의 적합도를 보이고 있으며 누적분산은 69.643으로 나타났다. 한편 Cronbach’s α계수를 이용한 문항의 내적 일관성을 측정한 결과 .833으로 나타나 신되도가 확보되었음을 알 수 있다.

다음의 <표 5>는 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험, 여가정체성, 여가지속 구성요인 간의 상관관계를 알아보기 위하여 Pearson의 상관분석을 실시한 결과이다.

요인분석을 통하여 도출된 주의집중, 즐거움⋅긍정사고, 도전감, 시간왜곡, 숙련도, 동일 시, 존중감, 정서적애착, 여가지속 간에 유의한 정(+)적인 상관관계가 존재하는 것으로 조사되었다. 또한 모든 요인간의 상관계수가 .7을 초과하지 않은 것으로 나타나 각 변수간의 상관 관계가 상호 독립적이며 판별타당성에는 문제가 제기되지 않는 것으로 판단할 수 있다.

1) 몰입경험이 동일시에 미치는 영향

다음의 <표 6>은 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험이 여가정체성의 하위 요인인 동일시에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀 분석을 실시한 결과이다.

세부적으로 즐거움⋅긍정사고(β=.357, t=7.576), 숙련도(β=.344, t=6.786), 시간왜곡(β=.097, t=2.002)의 순으로 동일시에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 주의집중과 도전감의 영향력은 유의하지 않은 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 29%를 설명하고 있으며 F값은 27.979(p=.000)로 도출되어 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

2) 몰입경험이 존중감에 미치는 영향

다음의 <표 7>은 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험이 여가정체성의 하위 요인인 존중감에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 즐거움⋅긍정 사고(β=.370, t=7.709), 숙련도(β=.266, t=5.165)의 순으로 존중감에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 주의집중과 도전감, 시간왜곡의 영향력은 유의하지 않은 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 26.4%를 설명하고 있으며 F값은 24.505(p=.000)로 도출되어 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

3) 몰입경험이 정서적애착에 미치는 영향

다음의 <표 8>은 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험이 여가정체성의 하위 요인인 정서적애착에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 즐거움⋅긍정사고(β=.386, t=7.666), 시간왜곡(β=.268, t=5.727), 숙련도(β=.157, t=3.283)의 순으로 정서적애착에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 주의집중과 도전감의 영향력은 유의하지 않은 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 29.8%를 설명하고 있으며 F값은 29.064(p=.000)로 도출되어 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

다음의 <표 9>는 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험이 여가지속에 미치는 영향력을 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 즐거움⋅긍정사고(β=.240, t=4.505), 시간왜곡(β=.206, t=3.952), 숙련도(β=.123, t=2.315), 도전감(β=.110, t=1.963)의 순으로 여가지속에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 주의집중의 영향력은 유의하지 않은 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 17.8%를 설명하고 있으며 F값은 14.818(p=.000)로 도출되어 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

다음의 <표 10>은 동계스포츠 참여 동호인의 여가정체성이 여가지속에 미치는 영향력을 검증 하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과이다. 세부적으로 정서적애착(β=.631, t=11.927), 동일 시(β=.118, t=2.279)의 순으로 여가지속에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편 존중감의 영향력은 유의하지 않은 것으로 조사되었다. 회귀분석 결정계수의 검증 결과는 총변량의 약 46.3%를 설명하고 있으며 F 값은 98.742(p=.000)로 도출되어 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.

본 연구는 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험이 여가정체성, 여가지속에 미치는 영향력을 다중회귀분석을 통하여 규명하였다. 이에 본 장에서는 검증된 결과를 토대로 논의하고자 한다.

몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 숙련도, 시간 왜곡은 동일시에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났으며 즐거움⋅긍정사고, 숙련 도는 존중감에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 즐거움⋅긍정사고, 시간 왜곡, 숙련도는 정서적애착에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 확인되었다.

이러한 결과는 여가스포츠 참여 여성노인의 몰입경험이 여가정체성에 영향을 미친다는 정희재, 원영신(2010)의 결과와 수영선수의 여가 몰입이 여가정체성에 영향을 미친다는 윤대현, 김진성(2009)의 결과와 일부일치하고 있다.

즉 동계스포츠 참여를 통하여 주변인들로부터 인정받고 종목에 대한 긍정적 사고와 시간흐름의 왜곡은 집단과의 동일시, 정서적애착의 감정을 높일 수 있는 요인이라고 해석할 수 있겠다.

몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 시간왜곡, 숙련도, 도전감은 여가지속에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편 주의집중은 영향을 미치지 않는 요인으로 조사되었다.

이러한 결과는 오경록, 한혜원(2012)의 연구 에서 몰입경험이 참여지속의도에 유의한 영향을 미치면 특히 생활무용을 건전한 여가활동으로 인지시켜야 계속적 참여를 유도할 수 있다는 주장과 일부 일치하고 있다. 또한 스포츠나 여가활동에 참여하는 희망, 믿음, 신념을 스포츠에 대한 전념이나 몰입이라고 하고 몰입은 지속적인 스포츠 참여를 결심하게 하는데 주된 요인이라고 한 Scanlan(1993)의 보고에 비추어 보면 동계스포츠 참여를 통한 몰입경험은 여가 활동에 대한 지속적 참여의지를 높이는 중요 요인이라고 할 수 있을 것이다.

그러나 백창흠(2010)의 연구에서는 몰입의 경험이 참가자를 운동지속에서 중독에 이르게 할 수 있는 요인이라고 보고하여 몰입경험이 자칫 중독에 이르게 하는 변인으로 변질되지 않도록 주의를 기울여야 할 것이다.

결과적으로 동계스포츠에 몰입하게 되면 다른 참여자들과 자신을 하나의 구성원으로서 동일시하게 되고 정서가 완화되어 자신의 여가스포츠 활동을 지속하기 위한 시간적, 경제적 투자와 노력을 하고 이를 주변에 전파하려는 시도를 할 것으로 분석할 수 있다.

여가정체성의 정서적애착, 동일시 요인은 여가 지속에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타난 반면 존중감은 유의한 영향력이 도출되지 않았다.

이러한 결과는 여가정체성의 수준과 강도가 여가제약 인지수준을 낮추고 참가의도를 높인 다는 오세숙, 신규리, 연분홍(2012)의 결과와 일부 일치하고 있다. 그러나 Frijda(1996)는 특정 여가행동에 대한 정서적 애착과 기대, 동일 시가 강하게 이루어지는 경우에는 그렇지 않은 경우에 비해 보다 큰 심리적 보상을 받고 싶어 하여 역으로 피해가 될 수 있다고 보고하여 스키, 스노우보드에 대한 과도한 열의는 오히려 역효과를 볼 수 있는 요소로 작용될 수 있음을 간과해서는 안 될 것이다. 즉, 스키, 스노우보드 종목의 계절적 특성상 활동 가능기간이 1년 중 약 3개월 정도이고 때문에 개장 당일 만을 기다리는 등 과도한 애착은 오히려 개인생활에 피해가 될 수 있음을 인식해야 할 것이다.

본 연구는 동계스포츠 참여 동호인의 몰입경험, 여가정체성, 여가지속의 영향력 관계를 검증함으로써 몰입경험과 여가정체성이 지속적인 여가활동 참여로 이어질 수 있는 요소로 작용할 수 있다는 것을 실증적으로 검증하고자 하였다. 이를 규명하기 위하여 2013년 12월∼1014년 2월까지 경기, 강원권의 스키장을 직접 방문하여 총348명의 자료를 확보하였으며 타당도, 신뢰도 검증 및 다중회귀분석 등의 통계기법을 이용하여 다음과 같은 결론이 도출되었다.

첫째, 몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 숙련도, 시간왜곡은 동일시에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

둘째, 몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 숙련도는 존중감에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

셋째, 몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 시간왜곡, 숙련도는 정서적애착에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

넷째, 몰입경험의 즐거움⋅긍정사고, 시간왜곡, 숙련도, 도전감은 여가지속에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

다섯째, 여가정체성의 정서적애착, 동일시는 여가지속에 정(+)적인 영향을 미쳤다.

이상의 결론은 종합하면 동계스포츠 참여를 통한 여가활동의 몰입경험 및 여가정체성은 지속적인 여가활동 참여를 유도할 수 있는 요인 임이 밝혀졌다. 따라서 본 장에서는 연구에서 나타난 몇 가지 제한점과 향후 연구 과제에 대하여 제시하고자 한다.

첫째, 본 연구에서는 경기, 강원으로 조사지 역을 한정하였기 때문에 모든 지역을 대상으로 한 자료수집에 한계가 있었다. 이에 보다 광범 위한 지역과 대상을 통한 연구가 진행되어야 하겠다.

둘째, 본 연구는 스키와 스노우보드 종목으로 동계스포츠를 한정하여 제시된 결과가 모든 동계스포츠를 대변한다고 하기에는 무리가 따를 수 있다. 따라서 보다 많은 종목을 대상으로 연구가 진행되어야 하겠다.

셋째, 본 연구에서 몰입경험, 여가정체성, 여가지속에 관한 영향력이 규명되었다. 이를 토대로 보다 세분화된 다양한 변인을 투입하여 여가를 지속적으로 향유할 수 있도록 하는 후속연구가 진행되어야 할 것이다.