우리나라에서도 주 5일 근무가 정착되고, 노동 시간이 단축됨에 따라 여가에 대한 관심이 증대되었다. 여가는 단순한 활동이 아니라 내일의 활동을 위한 재충전의 기회이고, 개인의 삶의 질을 변화시키는 매개체로서 인식되고 있다. 이에 따라 여가생활을 통한 삶의 질 향상을 추구하자는 주장이 다양한 분야에서 제기되고 있다.

과거에는 스포츠나 운동이 건강의 유지 및 증진의 수단으로 개인의 삶에 미치는 영향을 사회 심리학적으로 연구하였으나 최근 십여 년 동안 에는 여가를 경험하면서 개인이 느끼는 주관적 내용이 무엇인지를 연구하는 것이 사회과학의 중요한 연구문제로 인식되고 있다. 이와 같은 맥락에서, 사람들의 삶 속에서 여가의 역할을 이해하고 살펴보아야 한다는 주장에 대체적으로 일치된 견해를 보이고 있다(성영신, 고동우, 정준호, 1996a, 1996b; Mannell & Kleiber, 1997).

사회심리분야에서 여가를 이해하기 위한 보다 체계적인 이론은 Iso-Ahola(1980)의 저서를 비롯 하여, 여가 개념 및 현상에 대해 제시하고 있는 많은 학자들의 새로운 관점과 해석에서 살펴볼 수 있다. 예를 들어, Dumazedier(1968)는 여가를 자기개발의 기능을 가짐으로써 기계적인 일상적 사고나 행동으로부터 개인을 해방시키고 보다 폭넓고 자유로운 사회적 활동에의 참가 또는 실무적 기술훈련 이상의 순수한 의미를 가진 신체, 감정, 이성의 도야를 가능하게 한다고 주장하였다. 이러한 관점은 여가를 자기계발, 자기성장, 자아실현의 기회(Barmmel & Barmmel, 1993)를 제공해 주는 또 하나의 생활필수 영역으로 이해 하고 있는 긍정적인 관점이다.

의미 있는 여가를 만드는데 여가활동이 핵심 적인 역할을 담당한다는 생각은 이를 확인하기 위한 많은 연구들을 파생시켰다. 여가활동을 정적/동적, 능동적/수동적, 적극적/소극적 활동으로 나누어 자기실현 및 자기계발에 해당하는 다양한 심리적 변인들과의 관계를 살펴봄으로써, 그들 간의 중요한 의미가 있음을 밝힌 바 있다. 예를 들어, 능동적 여가활동이 수동적 여가활동 보다 개인의 여가만족과 생활만족 그리고 자아 실현과 밀접히 관련되어 있다는 것이 Brooks와 Elliott(1971), Flanagan(1978), Iso-Ahola(1980), Mancini와 Orthner(1980) 등을 통해 확인되었으며, Raymore, Godbey 그리고 Crawford(1994)는 실외(outdoor) 활동을 즐기는 남성들이 실내 (indoor) 여가활동을 즐기는 여성들보다 자기존중감이 높다는 연구결과를 보고하였다. 또한 스포츠나 신체활동에 참여하거나(Shaw, Kleiber, & Caldwell, 1995), 경쟁적인 스포츠나 신체활동에 참여하는 사람(Malete, 2000)이 비참여자보다 혹은 비경쟁적 활동에 참여하는 사람보다 자기 발전 가능성에 있어서 새로운 기술이나 경험 습득을 보다 중요하게 인식하며, 그들 스스로를 좀 더 높이 평가하는 경향이 있다는 연구결과가 보고되기도 하였다.

그러나 본 연구에서는 여가가 삶의 질에 미치는 영향은 단순히 여가활동 참여여부나 여가활동 참여기간이나 참여빈도와 같은 참여특성 때문이 아니라 여가에 대한 개인의 기대와 가치가 중요한 요인일 것으로 가정하고, 그러한 차이를 유발하는 요소로써 여가정체성 현출성(leisure identity salience)의 효과를 검증하고자 한다.

정체성 현출성(identity salience)이란 특정한 역할과 관련된 정체성이 개인의 전체적인 자아 에서 차지하는 비중을 말한다(Stryker & Burke, 2000). 정체성 현출성이 높다는 것은 그 정체성이 개인의 전체적인 자아에서 중요한 위치를 차지한다는 것을 의미한다. 특정한 정체성의 현출 성이 높을 경우, 그 정체성이 개인을 대표하는 정체성으로 제시될 가능성이 높아진다(Stryker & Burke, 2000). 다시 말해서, 서로 다른 역할 기대가 따르는 다수의 행동 대안들 중에서 특정한 대안을 선택할 때 역할 정체성의 현출성이 결정적인 역할을 하게 된다. 예를 들어, 가정과 직장 중 어느 쪽에 더 비중을 두는가라는 흔히 보는 갈등에 대한 선택은 가족 구성원으로서의 역할과 직장인으로서의 역할이 개인의 정체성 현출성 위계에서 차지하는 상대적 위치에 따라 결정된다고 할 수 있다.

따라서 여가정체성의 현출성이란 개인이 여가에 부여하는 기대와 중요성의 정도를 의미하는 데, 궁극적으로 여가정체성 현출성에 따라 주관적 행복감, 생활만족도, 심리적 웰빙, 심리적 안녕감과 같은 삶의 질에 대한 주관적 지각에도 차이가 있을 것으로 기대되었다(공성배, 김보겸, 이태현 2012; 박유진, 2002; 박유진, 김재휘, 2002; 손원일, 장진우, 김성문, 2008; 송은주, 김정자, 2007; 송은주, 임수원, 김정자, 2006; 윤대현, 김진성, 2009; 윤영선, 2010; 이상희, 원영신, 조은영, 2013; 이원희, 정연성, 조중민, 김원경, 공성배, 2009; 이재주, 김준희, 2011; 장진우, 2007; 정희재, 원영신, 2010; 한혜원, 최영훈, 2013).

이 연구에서는 우리나라에서 오랜 기간 관람 스포츠로서의 역할을 담당해 왔으나 최근 들어 대중적인 여가 스포츠로 주목 받고 있는 아이 스하키 동호회에 참여하고 있는 동호인을 대상으로 연구를 진행하였다(오세이, 전태준, 박상일, 2011; 유창호, 오세이, 2011). 아이스하키는 능동적 여가활동으로서 최근 빠르게 확산되고 있는 상황이기 때문에 여가정체성 현출성을 측정하는 데에 매우 적합하다고 판단되었다. 더욱이 아이스하키 동호인을 대상으로 한 연구가 상대적으로 미흡한 실정이어서 아이스하키가 여가 스포츠로 정착하는 데 있어서 유용한 정보를 제공할 수 있을 것으로 기대되었다.

구체적으로, 이 연구의 목적은 능동적 여가를 즐기는 아이스하키 동호인을 대상으로 그들의 여가정체성 현출성이 주관적 행복감과 생활 만족도에 미치는 영향을 실증하는 것이었다. 여가정체성 현출성이 주관적 삶의 질에 영향을 미치는 중요한 요인이라는 것을 확인하기 위하여 삶의 질에 영향을 미치는 전통적인 요인 가운데 하나인 여가활동 참여기간 및 참여빈도를 함께 측정하여 여가정체성 현출성과 여가활동 참여특성이 주관적 삶의 질에 미치는 영향을 비교하였다.

이 연구의 대상은 서울 및 수도권에 소재하는 아이스링크에서 아이스하키 동호회에 참여하고 있는 220명이었다. 연구대상은 비확률표집인 유목적적표집을 적용하여 선정하였다. <표 1>은 연구대상의 일반적인 특성을 나타낸 것이다. <표 1>을 살펴보면, 성별 분포는 남자 204명, 여자 15명으로 남자가 월등히 많았으며, 미혼자 96명, 기혼자 122명이었다. 교육수준은 고등학교 졸업자 24명, 전문대학 졸업자 37명, 4년제 대학 졸업자 114명, 대학원이상의 교육을 받은 자 38명, 기타 7명으로 비교적 교육수준이 높았다.

또한 <표 2>에서 보듯이, 평균 연령은 약 35 세였고, 월 개인소득의 중앙값은 320만원, 월가계소득의 중앙값은 500만원으로 비교적 소득이 높은 층이었다. 아이스하키 동호회에 참여한 기간은 평균 약 49개월이고 중앙값은 36개 월로 나타났다. 월 참여빈도는 평균 6.5회, 회당 참여시간은 평균 약 2시간, 소요비용은 월평균 14만 3천원으로써 적극적인 참여 특성을 보인다는 면에서 본 연구에 적합한 대상으로 판단되었다.

1) 여가정체성 현출성

여가정체성 현출성이란 개인이 여가에 부여 하는 기대와 중요성의 정도를 말한다. 여가정 체성 현출성을 측정하기 위하여 Laverie와 Arnett(2000)의 연구에 사용되었던 4개 문항을 5점 척도로 번안하여 사용하였다. 이 문항은 Callero(1985)와 Kleine, Kleine과 Kernan(1993)의 연구에서 사용된 정체성 현출성 문항을 Laverie와 Arnett(2000)이 여가 상황에 알맞게 수정하여 사용한 것이다. 이 연구에서 문항간 내적 신뢰도 계수(Cronbach's α)는 .73으로 나타났다.

2) 주관적 행복감

주관적 행복감이란 자기 자신을 기준으로 현재 자신의 상태, 자신이 속한 집단, 사회의 전체적인 상황을 인정한 기준에 기초하여 주관적으로 ‘좋다’ 고 평가, 판단하고 있는 상태를 의미한다. 이 연구에서는 주관적 행복감을 Lyubomirsky와 Lepper(1999)의 주관적 행복감 척도(Subjective Happiness Scale)를 번안하여 사용하였다. 이 척도는 전반적인 주관적 행복을 측정하기 위한 4개의 문항(예: 일반적으로 나는 “( )”사람이라고 생각한다)으로 구성되었으며, 피험자들은 각각의 문항이 자기 자신을 잘 나타내는 정도를 7점 척도로 표시하였다(예: 1=매우 행복하지 못한 사람, 7= 매우 행복한 사람). 긍정적인 문항은 척도에 표시된 점수를 그대로 합산하였고, 부정적 문항은 역채점하여 점수를 산출하였다. 총점의 범위는 12점 에서 28점이었고, 점수가 높을수록 주관적 행복감이 높다고 해석하였다. Lyubomirsky와 Lepper(1999)의 연구에서 이 척도의 신뢰도계수(Cronbach's α)는 .86이었으며, 본 연구에서는 .41이었다.

3) 생활만족도

생활만족도는 행복의 가장 주된 요소로서 개인이 선택한 기준에 따라 주관적으로 평가되는 자신의 생활 전반에 대한 만족 정도를 의미한다. 이 연구에서는 Diener, Emmons, Larsons 그리고 Griffin(1985)이 개발한 생활만족척도(The Satisfaction With Life Scale: SWLS)를 Won(1989)과 이종길(1992)이 번역하여 사용한 척도를 사용하였다. 이 척도는 5개 문항으로 구성된 7점 평정척도이다. 이 연구에서의 신뢰도 계수(Cronbach's α)는 .89로 비교적 높은 수치를 나타냈다.

응답된 자료를 회수한 후, 응답내용이 부실 하거나 신뢰성이 부족하다고 판단되는 자료를 제외시키고, 최종 분석 자료를 SAS version 9.3을 이용하여 개별 입력한 후 신뢰도와 기술통계를 산출하였다. 여가정체성 현출성의 평균값 (M=3.93)을 기준으로 여가정체성 현출성이 높은 집단과 여가정체성 현출성이 낮은 집단으로 구분한 다음, 여가정체성 현출성에 따른 주관적 행복감과 생활만족도의 차이를 검증하기 위하여 독립표본 t 검정을 실시하였다. 또한 여가 활동 참여기간과 참여빈도에 따른 주관적 행복 감 및 생활만족도의 차이를 알아보기 위해서 참여기간과 참여빈도를 상위집단과 하위집단으로 구분한 후 독립표본 t 검정을 실시하였다. 참여기간은 표준편차가 상대적으로 크게 나타나서 평균이 아닌 중앙값(Md=36개월)을 기준으로 집단을 구분하였고, 참여빈도는 집단 간의 차이를 분명히 구별하기 위해서 월 8회 이상 참여하는 집단과 월 4회 미만 참여하는 집단으로 구분하였다.

1) 주관적 행복감

여가정체성 현출성이 높은 집단과 낮은 집단에 대한 주관적 행복감의 평균과 표준편차는 <표 3>과 같다. 여가정체성 현출성이 높은 집단(M=5.16)이 낮은 집단(M=4.90)보다 주관적 행복감의 평균치가 높았으며, 통계적으로 유의한 차이가 있었다(t=2.56, p<.05).

2) 생활만족도

여가정체성 현출성이 높은 집단과 낮은 집단에 대한 생활만족도의 평균과 표준편차는 <표 4>와 같다. 즉, 여가정체성 현출성이 높은 집단 (M=5.15)이 낮은 집단(M=4.93)보다 생활만족도에 대한 평균치가 높았으나 통계적으로 유의한 차이는 나타나지 않았다(t=1.56, p>.05).

1) 주관적 행복감

아이스하키 동호회 참여기간에 따른 주관적 행복감의 평균과 표준편차는 <표 5>와 같다. <표 5>를 살펴보면, 예상과 다르게, 참여기간이 3년 이상인 집단(M=5.05)이 3년 미만인 집단(M=5.08)보다 주관적 행복감의 평균치가 더 낮았다. 그러나 통계적으로 유의한 차이는 나타나지 않았다(t=-.28, p>.05).

2) 생활만족도

아이스하키 동호회 참여기간에 따른 생활만족도의 평균과 표준편차는 <표 6>과 같다. 역시 예상과 다르게, 생활만족도 점수 또한 참여 기간이 3년 이상인 집단(M=4.97)이 3년 미만인 집단(M=5.18)보다 더 낮았으나, 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않았다(t=-1.59, p>.05).

1) 주관적 행복감

아이스하키 동호회 참여빈도에 따른 주관적 행복감의 평균과 표준편차는 <표 7>과 같다. 주관적 행복감 점수는 참여빈도가 월 8회 이상인 집단(M=5.09)이 월 4회 이하인 집단(M=4.96)보다 평균치가 더 높았지만, 통계적으로 유의한 차이는 나타나지 않았다(t=1.15, p>.05).

2) 생활만족도

아이스하키 동호회 참여빈도에 따른 생활만족도의 평균과 표준편차는 <표 8>과 같다. 생활만족도는 참여빈도가 월 8회 이상인 집단 (M=5.15)이 월 4회 이하인 집단(M=4.85)보다 평균이 더 높았고, 통계적으로 유의한 차이가 나타났다(t=2.12, p<.05).

사회적 정체성 이론에서는 사람들이 생활하는 사회적 단위는 소규모의 사회적 관계망으로 구성되며, 이러한 사회적 관계망이 개인의 정체성에 영향을 미친다고 주장한다. 이에 따르면, 여가활동은 사회적 생활에 중심이 될 수 있는 특별한 집단에 대한 소속을 제공하고, 여가활동의 지속을 위해서 집단 내의 구성원들은 각자의 역할을 수행하며, 이 과정에서 각 개인은 소유한 능력을 동원 하고, 회원들 간의 상호 존중, 상호 신뢰를 바탕으로 서로 협동하는 과정에서 긍정적인 자아관과 인간성을 유도하기 때문에 정체성의 형성에 기여할 수 있다(Argyle, 1996). Iso-Ahola(1980), Lutzin과 Stoey(1973), Orthner(1975), 김광득(1997) 등 여러 학자들이 여가활동 유형을 다양한 기준으로 분류하였다. 이 중에서 생활체육 활동과 같은 능동적 여가활동 유형이 수동적 여가유형보다 여가만족 또는 생활만족에 크게 기여한다는 연구결과가 보고된 바 있다(강봉화, 김홍석, 2000).

이와 같은 맥락에서, 이 연구의 목적은 여가 정체성 현출성이 주관적 삶의 질에 영향을 미치는 중요한 요인이라는 것을 실증하는 것이었 다. 능동적 여가활동인 아이스하키 동호인 220 명을 대상으로 검사지를 활용하여 여가정체성 현출성, 주관적 행복감, 그리고 생활만족도를 측정하였으며, 여가활동 참여특성에 관한 자료를 수집하였다. 수집된 자료는 SAS 9.3 버전에서 독립표본 t 검정을 통해 여가정체성 현출성과 여가활동 참여특성(참여기간 및 참여빈도) 이 주관적 행복감과 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 통계분석 결과를 요약하면 다음과 같았다.

첫째, 여가정체성 현출성의 평균값(M=3.93)을 기준으로 여가정체성 현출성이 높은 집단과 낮은 집단으로 구분한 후, 여가정체성 현출성이 주관적 행복감과 생활만족도에 미치는 영향을 독립표본 t 검증을 통하여 분석한 결과, 여가정체성 현출성이 높은 집단(M=5.16)이 낮은 집단 (M=4.90)보다 주관적 행복감이 높았으며 그 차이가 통계적으로 유의하였다(t=2.56, p<.05). 또한 여가정체성 현출성이 높은 집단(M=5.15)은 낮은 집단(M=4.93)보다 생활만족도가 다소 높았다. 그러나 통계적으로 유의한 차이는 아니었다(t=1.56, p>.05).

이러한 연구결과는 주관적 행복감과 생활만 족도와 같은 주관적 삶의 질을 설명하는 데 있어서 여가정체성 현출성이 중요한 요인임을 시사한다. 또한 여가정체성 현출성이 삶의 질에 영향을 미친다는 것을 실증하지 못했던 일부 선행연구와는 상반되는 결과였으며(최경아, 2009), 여가정체성 현출성이 삶의 질 전반에(공성배 등, 2012; 박유진, 2002; 박유진, 김재휘, 2002; 송은주, 김정자, 2007; 윤대현, 김진성, 2009; 윤영선, 2010; 이상희 등, 2013; 이원희 등, 2009; 이재주, 김준희, 2011; 정희재, 원영신, 2010; 한혜원, 최영훈, 2013) 또는 부분적으로(손원일 등, 2008; 송은주 등, 2006; 장진우, 2007) 영향을 미친다는 것을 밝힌 다수의 선행연구들을 지지하는 것이었다.

둘째, 여가활동 참여기간을 3년 이상 참여한 집단과 3년 미만 참여한 집단으로 구분한 다음, 주관적 행복감과 생활만족도의 차이를 분석한 결과, 예상과 다른 결과가 나타났다. 여가 활동 참여기간이 3년 이상이 집단이 3년 미만인 집단보다 주관적 행복감(t=-.28, p>.05)과 생활만족도(t=-1.59, p>.05)가 모두 낮았다. 그러나 그 차이가 통계적으로 유의하지 않았다.

마지막으로, 여가활동 참여빈도를 월 8회 이상인 집단과 월 4회 이하인 집단으로 구분한 후, 주관적 행복감과 생활만족도의 차이를 분석한 결과, 주관적 행복감에서는 참여빈도에 따른 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(t=1.15, p>.05). 그러나 생활만족도에서는 월 8회 이상 참여집단이 월 4회 이하 참여집단보다 평균 점수가 높았으며, 그 차이가 통계적으로 유의하였다(t=2.12, p<.05).

이러한 결과는 주관적 삶의 질에 영향을 미치는 요인 가운데 하나로 인식되고 있는 여가 활동 참여기간이나 참여빈도가 주관적 삶의 질의 향상을 보장하는 것은 아님을 시사한다. 특히, 여가활동 참여기간보다는 여가정체성 현출 성과 같은 내면적인 요인이 주관적 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치는 결정적인 요인임을 의미한다. 따라서 향후 여가를 통한 삶의 질 향상에 관한 연구에 있어서 여가정체성 현출성에 주목할 필요가 있다고 판단된다.

구체적으로, 이 연구의 결과를 토대로 다음과 같은 후속 연구가 필요하다고 사료된다. 첫째, 여가정체성 현출성이 주관적 삶의 질에 미치는 영향을 보다 면밀히 살펴보기 위해서 여가정체성 현출성을 정확하게 측정할 수 있는 표준화된 검사지의 개발이 선행되어야 한다. 이 연구에서는 여가정체성 현출성 측정을 위해 Laverie와 Arnett(2000)의 연구에서 사용되었던 4개 문항으로 구성된 여가정체성 현출성 척도를 사용하였다. 원래 여가정체성 현출성 척도는 Callero(1985)가 헌혈자(blood donator)를 대상으로 정체성 현출성을 확인하기 위해 7점 척도, 5문항으로 처음 제작하였고, Kleine, Kleine과 Kernan(1993)의 연구에서 이 문항들이 사용되었다. 이후 Laverie와 Arnett(2000)이 자아정체성 현출성과 만족감이 스포츠 관람 (fan attendance)에 미치는 영향을 확인하기 위하여, 농구 팬들을 대상으로 기존 5문항 중 4문항을 사용한 것이다. 한편, 국내에서 수행된 대부분의 여가정체성 현출성 관련 연구(송은주, 김정자, 2007; 연분홍, 오세이, 2011; 이경주, 강은영, 2010; 이연주, 2007; 오세숙, 신규리 연분홍, 2012; 이원희 등, 2009; 이재주, 김준희, 2011; 최성범, 최종인, 2009)에서는 21문항으로 구성된 여가정체성 현출성 척도(박유진, 2002; 박유진, 김재휘, 2002)나 이 척도를 기초로 만든 축약형 척도를 사용하고 있다. 이 척도는 “Callero(1985)와 Laverie(1995)의 연구에 사용 되었던 4개의 문항을 번안하고 여가정체성을 구성하는 하위요소인 여가집단에 대한 동일시, 존중감 및 여가집단에 대한 정서적 애착에 대한 17문항을 추가하여 모두 21문항으로 구성” 한 것이다(박유진, 김재휘, 2002, pp. 149). 그러나 이 척도는 문항제작 절차에 대한 설명이 제시되지 않았고 척도의 타당도와 신뢰도에 대한 검증이 이루어지지 않았다. 또한 각 문항이 어느 하위요소에 해당하는지 확인할 수 없기 때문에 이 척도를 사용하는데 있어서 각별한 주의가 요구된다.

둘째, 여가정체성 현출성 요인과 더불어 주관적 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예상되는 다양한 요인들, 예를 들어, 본 연구에서 검토된 여가활동 참여기간과 참여빈도 뿐만 아니라 여가활동 유형이나 기타 여가활동 참여특성들(참여시간, 소요비용 등)을 함께 고려하여 주관적 삶의 질에 영향을 미치는 여가정체성 현출성의 상대적 중요성을 확인할 필요가 있다.

마지막으로, 주관적 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 판단되는 여가정체성 현출 성을 고양시킬 수 있는 구체적인 방안을 제시할 필요가 있으며, 이를 위해서 여가정체성 현출성에 영향을 미치는 다양한 중재 요인들을 밝히는 후속 연구가 필요하다고 판단된다.

이 연구의 목적은 여가정체성 현출성과 여가 활동 참여특성에 따른 주관적 행복감과 생활만 족도의 차이를 실증하는 것이었다. 능동적 여가활동인 아이스하키 동호인 220명을 대상으로 검사지를 활용하여 여가정체성 현출성, 주관적 행복감, 그리고 생활만족도를 측정하였고, 여가 활동 참여특성에 관한 자료를 수집하였다. 수집된 자료는 SAS 9.3 버전에서 독립표본 t 검정을 실시하여 다음과 같은 결과를 얻었다.

첫째, 여가정체성 현출성이 높은 집단(M=5.16) 이 낮은 집단(M=4.90)보다 주관적 행복감이 높았으며 그 차이가 통계적으로 유의하였다(t=2.56, p<.05). 또한 여가정체성 현출성이 높은 집단 (M=5.15)은 낮은 집단(M=4.93)보다 생활만족도가 다소 높았다. 그러나 통계적으로 유의한 차이는 아니었다(t=1.56, p>.05).

둘째, 여가활동 참여기간이 3년 이상이 집단이 3년 미만인 집단보다 주관적 행복감(t=-.28, p>.05)과 생활만족도(t=-1.59, p>.05)가 모두 낮았으나 통계적으로 유의한 차이는 아니었다.

마지막으로, 여가활동 참여빈도가 월 8회 이상인 집단과 월 4회 미만인 집단은 주관적 행복감에서는 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않았고(t=1.15, p>.05), 생활만족도에서는 월 8회 이상 참여집단이 월 4회 이하 참여집단보다 평균 점수가 높았으며, 그 차이가 통계적으로 유의하였다(t=2.12, p<.05).

이러한 연구결과를 종합하면, 주관적 행복감과 생활만족도와 같은 주관적 삶의 질에 있어 서, 여가활동 참여여부, 참여기간, 참여빈도 자체가 주관적 삶의 질의 증진을 보장하는 것은 아니며, 특히, 여가정체성 현출성은 여가활동 참여기간보다 주관적 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치는 결정적인 요인이었다.