지난 2004년 7월부터 실시된 주 40시간 근무제가 확대 실시됨에 따라 증대된 여가 시간의 효율적 이용은 일반대중의 삶의 질과 매우 밀접한 관련을 맺으면서 주요 쟁점으로 부각되고 있다(김경식, 황선환, 원도연, 2008). 그중 건강은 모든 국민의 가장 주된 관심사 중의 하나이다. 이는 문화체육관광부(2010)의 국민여가활동실태조사 결과를 통해서도 잘 드러나고 있다. 여가활동의 주된 목적을 질문한 결과,‘건강을 위해’라는 비율이 24.6%로 가장 많았으며, 그 다음으로 ‘대인관계 및 교제를 위해(21.4%)’, ‘마음의 안정과 휴식을 위해(18.1%)’, ‘개인의 즐거움을 위해(7.4%)’ 등의 순으로 나타났다. 이는 웰빙의 사회적 붐과 함께 각종 성인병에 대한 예방 및 치료의 수단으로서 여가활동에 대한 인식과 참여가 확산되고 있는데서 나타난 결과이라 할 수 있다. 그러나 아직까지 우리나라의 여가활동 참가수준은 선진국에 비해 매우 미흡한 실정이라 할 수 있다. 일반대중이 여가활동에 적극적으로 참가하도록 유도하여 건강과 삶의 질을 증진하도록 장려하기 위해서는 여가활동 참가에 영향을 미치는 다양한 변수들을 밝혀내어 여가정책에 반영하려는 노력이 필요할 것이다. 일반대중의 여가활동 참가는 국가의 정책적 노력 이외에도 개개인의 여가제약이나 사회환경적 요인에 의해 영향을 받기 마련이다.

일반대중들은 여가활동 참가 시 여러 가지 여가제약에 직면하게 되며, 이로 인하여 여가활동 참가 수준이 판가름 난다. 여가제약은 여가활동 참가를 저해하거나 억제하는 모든 요인을 의미한다(Jackson, 1988). 그동안 여가학자들은 여가제약의 영향 정도에 따라 일부 사람들이 특정 여가활동에 참가하거나 지속하는 반면, 당초 여가활동에 참가하지 않거나 중도에 탈락하는지에 대해 많은 관심을 가져왔다(임영삼, 2008; Gilbert & Hudson, 2000; Oh, 2001). 최근에 이러한 여가제약은 여가제약 협상과 같은 개인적 노력에 의해 극복될 수 있는 것으로 알려져 왔다(김경식, 황선환, 원도연, 2008; 김경식, 황선환, 2011; 백주하, 2012; Kay & Jackson, 1991; Nadirova & Jackson, 1999; Samdahl & Jekubovich, 1997).

그러나 여가제약은 여가제약 협상의 개인적 노력만으로 완벽하게 극복될 수 있는 요인으로 단정하는데 무리가 따른다. 왜냐하면 여가활동 참가와 참가과정은 여가제약 요인이외에도 다양한 사회환경적 요인(Bandura, 1997)에 의해 영향을 받기 때문이다. Raymore (2002)에 따르면, 인간은 여가 관련 사회 환경체계와의 상호작용을 통하여 여가활동 참가와 비참가 행동을 하게 된다고 하였다. 이러한 연구들은 사회환경적 요인이 여가활동 참가에 의미있는 영향을 미치는 변수임을 뒷받침해주고 있다. 사회환경적 요인에는 시설, 프로그램, 지도자, 가족, 친구나 동료 등이 있으나, 본 연구에서는 여가활동 참가에 영향을 미치는 주요 변수로서 가족, 친구나 동료 등(Raymore, 2002)의 사회화주관자 요인에 주목하고자 한다. 왜냐하면 Raymore(2002)의 생태학적 이론에서도 밝히고 있듯이, 사회화주관자는 여가활동 참가 전, 중, 후 전 과정에 걸쳐 매우 중요한 영향을 미치고 있기 때문이다. 사회화주관자 가운데 중요타자(significant others)는 여가활동 참가와 여가활동 역할 학습, 여가에 대한 태도, 가치관 형성에 중요한 영향을 미친다. 중요타자와 여가활동 참가는 중요타자와 스포츠활동 참가와 유사한 맥락에서 논의할 수 있을 것이다. 중요타자는 가족, 친구 및 동료 등을 들 수 있는데, 여가활동 참가에 대한 이들의 지지 또는 지원은 여가활동 참가 경험에서부터 참가 수준이나 형태, 참가 효과에 이르기까지 여가활동 참가 전 과정에 의미 있는 영향을 미치게 된다.

중요타자 가운데 가족은 여가활동 참가를 포함한 사회역할 학습이나 사회화에 가장 중요한 영향을 미치는 준거집단이며, 친구 및 동료들 또한 사회생활에서 매우 활발한 상호작용을 통하여 상호 여가활동 참가에 영향을 미친다. 중요타자의 여가지지는 여가활동 참가 시 가족과 친구 및 동료로부터 얻게 되는 유·무형의 지원을 의미한다. 예컨대, 여가지지는 여가활동에 필요한 정보, 지식, 기술 제공과 같은 실제적 지원과 여가활동에 필요한 조언, 위안, 동기유발, 정서적 고민 해결 등과 같은 동기적 측면의 지원, 그리고 복장, 장비구비에 필요한 경제적·재정적 지원 등의 형태로 나타날 수 있다. 여가활동 계획수립과 함께 참여계획 등을 세우며, 적극적인 여가활동 참가를 지원해줄 수 있는 가족과 친구 및 동료의 역할은 여가활동 참가의 촉진이나 지속에 매우 중요하다고 할 수 있다. 가족이 피사회화자의 여가활동에 대해 부정적 또는 소극적 입장을 견지한다면, 여가활동 참가는 자연적으로 어려워질 수밖에 없을 것이다. 반면에 피사회화자의 여가활동에 대해 가족이 많은 관심을 갖고 여러 가지 다양한 지지나 지원을 아끼지 않는다면 보다 적극적인 여가활동 참가로 나타날 것이 자명하다. 이처럼 여가지지가 여가활동 참가나 여가제약 극복 등에 긍정적 영향을 미친다면 이에 대한 경험적 분석과 논의가 전개되어야 할 것이다. 그러나 지금까지 여가레크리에이션 연구영역에서는 여가지지에 대한 연구가 거의 전무한 실정이다. 이는 여가지지 척도가 개발되어 있지 않아 관련 연구를 수행하기 어려웠기 때문이다.

다만, 여가지지와 관련하여 여가스트레스대처에 관한 소수의 연구(하지연, 2005; Iwasaki & Mannell, 2000)가 진행되어 왔을 뿐이다. 하지연(2000)은 Iwasaki와 Mannell(2000)의 연구를 토대로 여가스트레스대처에 관한 연구를 수행하였는데, 여가스트레스대처를 여가대처신념과 여가대처전략의 하위개념으로 구성하고, 정서적지지, 존중의지지, 도구적지지, 정보적 지지의 내용으로 측정하였다. 이들 연구는 여가스트레스대처에 대한 지지를 측정하고 있으므로, 본 연구에서 개발하고자 하는 중요타자의 여가지지의 개념과는 차이가 있다.

여가지지에 관한 연구는 국내보다 국외에서 소수의 연구가 진행되어 왔을 뿐이다. 따라서 여가지지에 관한 선행연구를 고찰하기 위해서는 외국의 연구들을 살펴보아야 할 것이다. 여가지지와 관련하여 가장 밀접한 연구를 수행한 Sasidharan 등(2006)은 50대 이상의 성인을 대상으로 한 연구에서 여가와 신체활동 참가를 증가시키기 위해 가족이나 친구로부터의 지지가 매우 중요하다고 보고하였다. 또한 가족과 친구들로부터 받는 여가지지가 웰빙 인식뿐만 아니라, 생활만족을 향상시키는 데에도 매우 긍정적 영향을 미친다고 보고하였다. Brown 등(2001)은 사회경제적 배경이 상이한 주부들을 대상으로 활동적 여가를 위한 인지된 제약과 사회적 지지를 분석한 결과, 가족, 친구로부터의 사회적 지지가 여가활동에 참가하는데 매우 유리하게 작용한다고 주장하였다. Peterson 등(2009)은 장애인을 대상으로 여가 신체활동 촉진을 위한 자기효능감과 사회적 지지 척도의 타당화에 관한 연구를 수행하였으며, 가족과 동료의 지지로 하위 개념화하였다. 이 연구는 여가 신체활동의 사회적 지지 척도 개발에 관한 연구라는 점에서 의의가 있으나, 장애인을 대상으로 하였기 때문에 일반인들에게 적용하는데 한계가 있다.

특히 노인의 경우 가족이나 친구 및 동료의 여가지지는 여가활동 또는 신체활동 참가에 있어서 매우 중요하다. 다시 말해서, 가족과 친구들은 노인들의 신체활동 수준을 유지, 강화시키는데 효과적인 것으로 보고되고 있는데(Antonucci 등, 2002), 가족과 친구들을 포함한 사회연결망으로부터의 지지는 여가의 참가는 물론, 여가만족감을 증가시키고(Horowitz 등, 1999), 노인의 운동과 같은 장기적 여가활동을 이끌어내는 중요한 산출물로 간주되고 있다(Cress 등, 2005). Zabriskie와 McCormick(2003)에 따르면, 삶의 질은 가족 등과 같은 중요타자의 여가스포츠 참가에 의해 긍정적인 영향을 받는다고 하였다. 즉, 여가지지와 신체활동이나 운동참가는 가족, 친구, 친척, 그리고 사회 집단에 의해 영향을 받으며, 삶의 질과 밀접한 관련을 맺는다(Sasidharan 등, 2006). 이들 선행연구들은 중요타자의 여가지지가 여가활동이나 신체활동 참가에 매우 의미 있는 영향을 미치고 있음을 보여주고 있으며, 여가지지 관련 연구의 필요성을 시사하고 있다.

여가활동 참가는 건강증진, 고된 일상으로부터의 탈출, 스트레스 해소를 위한 에너지 충전의 기회를 제공한다. 뿐만 아니라 생활의 즐거움을 극대화시키고 재미적 요소를 통해 몰입하며, 전문적 기술과 경험을 사회 관계 속에서 나누고 공유하며 행복한 생활을 누릴 수 있는 중요한 계기를 제공한다(윤소영, 2010). 여가활동 참가의 수준이나 질을 향상시키고, 참가의 효과를 극대화하기 위해서는 가족이나 친구 및 동료의 여가지지를 통해 여가활동에 보다 적극적으로 참가하도록 유도해야 할 것이다. 왜냐하면 중요타자로부터의 여가지지는 여가사회화 촉진, 여가를 통한 사회화 촉진, 여가제약 극복 또는 협상(Brown 등, 2001)이나 자기효능감 향상(Orsega-Smith 등, 2003), 스트레스 감소 및 건강증진 등의 여가활동 참가 결과(Coleman & Iso-Ahola, 1993; Iso-Ahola & Park, 1996)에 영향을 미치는 의미 있는 변수로 보고되거나 추론되고 있기 때문이다.

여가지지 관련 연구의 중요성에도 불구하고, 지금까지 여가레크리에이션학 연구영역에서는 한국 실정에 적합한 여가지지 척도가 개발되어 있지 않기 때문에, 관련 연구를 수행하기가 어려운 실정이다. 따라서 이 연구에서는 중요타자의 여가지지 척도에 관한 측정도구를 개발함으로써 여가레크리에이션학 지식체 형성과 관련 연구의 활성화에 기여함은 물론, 여가정책 수립에 필요한 기초자료를 제시하는데 그 필요성을 두고 있다. 따라서 본 연구는 한국 실정에 적합한 여가지지 척도를 개발하기 위하여 타당도와 신뢰도를 검증하고, 여가활동 유형에 따른 여가지지의 차이를 비교, 분석하고자 한다.

이 연구는 2013년 서울시에 거주하고 있는 만19세 이상의 성인을 연구대상으로 선정하였다. 이 연구에서는 유의표집법(purposive sampling method)을 이용하여 450명을 추출하였다. 표집된 450명 중 응답이 불성실한 자료를 제외하고 최종분석에 사용된 자료는 총 403명이었다(표 1 참조).

이 연구에서는 여가지지 척도를 개발하기 위해 문헌고찰, 개념적·조작적 정의 및 설문지 번안 및 문안 작성, 전문가 회의 및 패널 조사, 예비검사 및 본 조사, 타당도 및 신뢰도 검증과 자료처리 과정을 통하여 타당도 및 신뢰도를 검증하였다.

1) 문헌고찰

이 연구에서는 여가지지 척도를 개발하기 위하여 문헌고찰을 실시하였다. 국내 연구의 경우 여가지지에 관한 직접적인 연구가 거의 전무한 실정이다. 여가지지에 관한 연구는 국내보다는 외국에서 Peterson 등(2009), Sasidharan 등(2006) 등 소수의 연구가 진행되어 왔다. Peterson 등(2009)은 성인 지적 장애인을 대상으로 신체활동을 위한 사회적 지지를 가족의 지지(7개 문항)와 동료의 지지(6개 문항)로 구성하여 타당도를 입증하였다. 그러나 이 연구는 지적 장애인을 대상으로 개발된 척도이므로, 일반 성인들에게 적용하는데 한계가 있다. Sasidharan 등(2006)은 50세 이상의 장년기 성인의 신체활동 참가와 웰빙 지각: 여가를 위한 사회적 지지의 역할 검증에 관한 연구를 수행하였다. Sasidharan 등(2006)은 여가를 위한 사회적 지지를 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지로 하위개념화하고, 가족의 지지 9개 문항, 친구 및 동료의 지지 9개 문항 총 18개 문항으로 구성하였다. 이 연구에서는 Sasidharan 등(2006)의 연구에 기초하여 피사회화자의 여가활동 참가에 있어서 사회화주관자인 가족과 친구 및 동료가 중요함을 주지하여 이들 선행연구의 개념과 내용을 토대로 척도를 개발하였다.

2) 개념적·조작적 정의와 설문지 번안 및 문안 작성

여가지지 척도를 개발하기 위해서는 일차적으로 변수에 대한 정의가 이루어져야 한다. 여가지지란 사회화주관자로부터 얻게 되는 여가활동에 필요한 유·무형의 지원을 말한다. 이를 조작적으로 정의하면, 여가지지는 가족과 친구 및 동료들로부터 얻게 되는 유·무형의 지원을 의미한다. 이 연구에서는 조작적 정의를 토대로 Sasidharan 등(2006)의 여가를 위한 사회적 지지 개념 및 설문지에 기초하여 한국 실정에 적합한 여가지지 척도의 초안을 작성하였다. Sasidharan 등(2006)의 연구에서는 주로 정서적 지지에 관한 내용에 중점을 두고 있을 뿐, 정보적 지지, 경제적 지지 등의 여가지지 설문문항을 포함하지 않고 있다. 여가지지에 있어서 중요타자의 정보적, 물질적 지지가 매우 중요하기 때문에, 이 연구에서는 이러한 내용을 반영하여 설문 문항의 초안을 작성하였으며, 선행연구에서와 같이 여가지지를 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지 요인으로 구성하고, 요인별 18개 문항씩 총 36개 문항을 도출하였다.

선행연구에서 사용한 일부분의 설문 문항을 반영하기 위하여 미국에서 박사학위를 취득하고 현재 교수로 재직하고 있는 전문가 2인의 번안 도움을 받았다. 선행연구에서 사용한 설문문항은 문항1번, 문항2번, 문항5번, 문항14번, 문항15번, 문항17번, 문항18번의 가족의 지지와 문항19번, 문항20번, 문항23번, 문항32번, 문항33번, 문항35번, 문항36번의 친구 및 동료의 지지 14개 문항이다. 문항간 의미의 중복성이 있는 2개 문항과 여가지지로 적합하지 않다고 판단된 2개 문항 총 4개 문항(가족의 지지 2개 문항, 친구 및 동료의 지지 2개 문항)은 포함시키지 않았다. 나머지 가족의 지지 11개 문항, 친구 및 동료의 지지 11개 문항 총 22개 문항은 연구자와 전문가 협의를 통해 도출된 문항이다. 이 연구에서 초기에 구성한 설문지 구성 내용은 다음과 같다(표 2 참조).

3) 전문가 회의 및 패널 조사

이 연구에서는 번안한 설문지와 새롭게 문항을 추가하여 구성한 설문지를 토대로 전문가 회의와 전문가 패널 조사를 수행하였다. 전문가 집단은 연구주제와 관련된 4인의 박사학위 소지자로 구성하였다. Lynn(1986)은 전문가 집단 수에 대하여 최소한 3명이상하여야 하며 10명을 넘지 않는 것 같다고 하였다. 본 연구에서 구성한 전문가 집단 수는 적절한 것으로 판단된다. 1차 전문가 회의에서는 본 연구의 취지 및 내용을 토대로 하여 설문지의 초안을 구성하였다. 2차 전문가 회의에서는 작성된 설문문항에 대한 내용타당도를 검증하였으며, 전반적으로 설문문항이 타당하다는 의견일치를 보였다. 다만, 전문가 회의에서는 문항14번과 문항17번, 문항32번과 문항35번간에 중복성이 있다는 의견을 제시하였으며, 대표문항으로 문항14번과 문항32번을 선정하고 문항17번과 문항35번은 삭제하였다. 전문가 회의를 실시한 다음, 이메일을 통해 5명의 박사학위소지자 전문가 패널 조사를 실시하였으며, 회수율은 100%였다. 전문가 패널 조사에서는 하위 영역별 문항의 타당성 정도를 파악하기 위해 ‘매우 타당하다(5점)’에서 ‘매우 타당하지 않다(1점)까지 5단계로 구분하여 내용타당도 지수(CVI: content validity index)를 도출하였다. 전문가 패널 조사에서는 CVI 도출을 통하여 낮은 점수를 보인 문항3번과 문항21번, 문항18번과 문항36번, 문항9번과 문항27번 총 6개의 문항을 삭제하였다. 전문가 회의와 패널 조사에서는 총 8개의 문항을 삭제하였다.

4) 예비검사 및 본 조사

이 연구에서는 전문가 회의 및 패널 조사를 통해 수정된 설문지를 토대로 예비검사를 실시하였다. 예비검사에서는 조사대상자가 설문내용을 이해하는데 어려움이 없는지, 문항을 상이하게 해석하는 부분이 없는지 등을 파악하여 측정오차를 줄이는데 중점을 두었다. 예비검사는 본 조사의 연구대상으로 적합한 20명을 임의로 선정하여 실시하였으며, 특별한 문제제기가 없었다. 이 연구에서는 최종 설문지를 완성하였으며, 본 조사를 실시하였다.

5) 타당도 및 신뢰도 검증과 자료처리

타당도는 측정하고자 하는 개념이나 속성을 정확히 측정하고 있는 가를 의미한다(김경식, 2010). 타당도는 크게 내용타당도와 구성타당도로 나누어지며, 구성타당도에는 수렴타당도, 판별타당도 등이 있다. 이 연구에서는 여가지지의 타당도 검증을 위해 내용타당도와 구성타당도를 검증하였다. 내용타당도는 전문가 회의 및 패널조사를 통해 검증하였으며, 구성타당도는 탐색적 요인분석(EFA: exploratory factor analysis)과 확인적 요인분석(CFA: confirmatory factor analysis) 등을 통해 검증하였다. 구성타당도는 이론적 개념이 제대로 측정되어 있는지를 판가름하는 것이며, 요인분석을 통해 검증된다(Rubin & Babbie, 1989). 그리고 확인적 요인분석을 통해 도출된 결과를 토대로 개념신뢰도, 분산추출지수를 도출하여 판별타당도를 검증하였다. 신뢰도는 동일한 개념에 대해 측정을 반복했을 때 나타나는 측정값의 분산을 의미한다. 즉, 측정의 안정성, 일관성, 예측가능성, 정확성 등이 포함된 개념이다(김경식, 2010). 신뢰도는 여러 가지 방법을 통해 검증하나, 이 연구에서는 문항분석(item total correlation analysis), 내적 일관성 신뢰도(internal consistency reliability) 검증방법인 Cronbach's α값을 활용하여 검증하였다. 이를 위해 이 연구에서는 SPSSWIN 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 활용하여 자료처리를 하였다.

1) 내용타당도 검증

내용타당도는 전문가 회의 및 패널 조사를 통하여 검증되었다. 1차 전문가 회의에서는 설문지의 초안을 작성하였으며, 2차 전문가 회의에서는 설문지내용의 일관성, 용어사용의 적절성, 응답방식의 적절성, 문장의 이해도, 문항의 상호배타성 등을 중심으로 내용타당도를 검증하였다. 2차 전문가 회의에서는 문항의 중복 가능성에 대해 검토하였으며, 이 과정에서 2개의 문항이 축소되었다. 이 연구에서는 내용타당도를 검증하기 위하여 전문가 패널 조사를 실시하였다. 전문가 패널 조사에서는 타당도가 상대적으로 부족한 6개의 문항을 축소하였다.

2) 구성타당도 검증

(1) 탐색적 요인분석

이 연구에서는 여가지지의 하위요인을 탐색하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다.

1차 요인분석 결과, 전문가 회의에서 선정된 28개 문항 가운데 5개 문항(문항1번 .320, 문항19번 .229, 문항29번 .302, 문항30번 .262, 문항31번 .348)의 요인적재치가 .40이하로 나타났다. 이 연구에서는 이들 문항을 삭제하여 구성타당도와 설명력을 높이고자 하였다. 2차 요인분석에서는 여가지지 23개 문항을 대상으로 실시하였으며, 총 2개 하위영역으로 구성되었다.

<표 3>에 의하면, 요인분석을 실시한 결과, 2개 하위영역과 23개 문항으로 구성되었다. 요인1은 13개 문항으로 구성되었으며, 전체변량의 약 33.7%를 설명하고 있다. 요인2는 10개 문항으로 구성되었으며, 총 26.7%를 설명하고 있다. 요인1은 가족의 지지, 요인2는 친구 및 동료의 지지로 명명하였다. 요인1은 적재치가 .696이상, 요인2는 .710이상으로 나타났다. 여가지지는 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지의 하위요인으로 탐색되었다.

(2) 확인적 요인분석

이 연구에서는 탐색적 요인분석 결과를 토대로 최종 타당도를 검증하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였으며, 확인적 요인분석 결과를 토대로 개념신뢰도와 분산추출지수를 추출하였다. 친구 및 동료의 지지와 가족의 지지의 개념신뢰도는 .931이상으로 나타났으며, 분산추출지수(AVE: Average Variance Extracted)는 .580이상 나타남으로써(표 4 참조) 수렴타당성(convergent validity)은 확보되었다고 할 수 있다(Fornell & Larcker, 1981). 가족과 친구 및 동료의 지지간의 상관관계를 분석한 결과, 상관계수가 AVE보다 낮게 나타나고 있으므로 판별타당성(discriminant validity)은 확보되었다고 할 수 있다(표 5 참조).

<표 4>는 확인적 요인분석 결과와 개념신뢰도 및 분산추출지수(AVE)를 나타내고 있다. <표 4>에 의하면, 확인적 요인분석을 실시한 결과, 여가지지의 측정변수인 가족의 지지는 .685이상, 친구 및 동료의 지지는 .630이상으로 나타났다. <표 5>는 측정모형의 적합도 검증을 실시한 결과이다. <표 6>에 의하면 측정모형의 적합도는 χ²값이 596.1, 자유도(df) 219, 이의 유의도(p) .000으로 나타났다. 카이스퀘어값이 크고 유의하다고 하여 측정모형이 부적합한 것으로 판정하는 것은 오류를 범할 수 있다. 왜냐하면 카이스퀘어값은 사례수에 민감한 반응을 보이기 때문이다. 표준카이스퀘어값은 카이스퀘어값을 자유도로 나눈 값으로서, 카이스퀘어값과 유의도의 한계점을 극복할 수 있는 대안이 된다. 표준카이스퀘어값은 기준치 5이하인 2.722로 나타났다. 그 밖의 적합지수인 RMSEA, NFI, CFI는 기준치를 충족시켜 주고 있다. GFI는 .90이하로 나타났지만, .90에 거의 근접하고 있으므로 양호하다고 할 수 있다. 이러한 결과들은 여가지지의 이론변수를 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지의 측정변수가 잘 설명해주고 있음을 나타내고 있다.

1) 문항분석

문항분석(item-total correlation analysis)은 개념변수를 측정하기 위한 측정도구가 여러 문항으로 구성되어 있는 경우 모든 문항의 총점 또는 복합지수와 각 문항별 상관정도가 얼마나 높은지를 평가하는 방법이다(김경식, 2010).

<표 7>은 문항과 영역간, 문항과 총점간의 상관관계 분석 결과를 나타낸 것이다. <표 7>에 의하면, 가족의 지지는 문항2에서 문16까지(문항1번, 문항3번, 문항9번, 문항17번, 문항18번 삭제)이며, 상관계수가 .721이상으로 나타났다. 친구 및 동료의 지지는 문항20에서 문항34까지(문항19번, 문항21번, 문항27번, 문항29번, 문항30번, 문항31번, 문항35번, 문항36번)이며, 상관계수가 .737로 높게 나타났다. 여가지지 개별 문항은 총점과도 .573이상으로 비교적 높은 상관관계를 보이고 있다. 이러한 결과는 문항과 문항간, 문항과 총점간의 높은 상관관계를 나타냄으로써 신뢰도가 높다는 사실을 뒷받침해주고 있다.

2) 내적 일관성 신뢰도

이 연구에서는 내적 일관성 신뢰도를 검증하기 위하여 신뢰도검증 방법의 하나인 알파계수(Cronbach's α)를 이용하였다. 알파계수는 하나의 개념에 대해 여러 개의 항목으로 구성된 척도를 이용할 경우 검사문항간의 동질성 정도에 의한 신뢰도 추정치인 문항 내적 합치도를 구하는 신뢰도 추정 방법이다. <표 8>에 의하면, 가족의 지지의 신뢰도 계수는 .944, 동료지지의 신뢰도 계수는 .928로 매우 높게 나타났다.

여가활동 유형에 따른 여가지지의 차이를 알아보기 위하여 이 연구에서는 차이검증을 실시하였다. 여가활동 유형은 스포츠활동, 취미교양활동, 놀이오락활동, 관광행락활동, 관람감상활동, 사교활동으로 구분하여 측정하였으나, 이 연구에서는 스포츠 여가활동과 비스포츠 여가활동으로 재범주화하여 어떠한 여가활동 집단에서 여가지지를 더 많이 받는지를 분석하였다. 여가활동 유형을 스포츠 여가활동과 비스포츠 여가활동으로 재범주화를 한 것은 선행연구(권민혁, 김재운, 2002; 김재운, 2003)에 기초하여 이루어진 것이다.

<표 9>는 여가활동 유형에 따른 여가지지의 차이에 대한 t 검정 결과를 나타내고 있다.

<표 9>에 의하면, 여가활동 유형 중 스포츠활동 집단이 비스포츠활동 집단에 비하여 가족과 친구 및 동료의 여가지지를 상대적으로 많이 받고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 가족의 지지, 친구 및 동료의 지지를 많이 받을수록 여가활동으로서 스포츠활동에 보다 적극적으로 참가할 수 있음을 시사하고 있다. 이러한 차이는 통계적으로 1%수준에서 유의한 것으로 나타났다.

그동안 여가레크리에이션학 연구영역에서는 여가활동 참가에 영향을 미치는 변수로서 여가제약, 여가동기, 여가제약 협상, 전문화 등의 변수를 설정하여 연구를 수행하여 왔다. 이들 연구들은 여가활동 참가 현상을 이해하는데 기여하였으나, 여가활동 참가 현상을 완벽하게 설명하고 있다고 단언할 수 없을 것이다. 즉, 다양한 변수들이 여가활동 참가에 영향을 미치기 때문이다. 여가활동 참가자라면 누구든지 정도의 차이가 있지만, 여가활동 참가 제약에 직면하게 될 것이다. 여가제약 협상은 여가활동 참가 제약에 직면하게 될 때 이를 극복하려는 노력이라 할 수 있다. 그러나 여가활동 참가자 스스로의 여가제약 협상 노력 못지않게 중요한 것은 사회화주관자의 여가지지라 할 수 있다. 여가지지는 초기 여가활동 참가나 여가활동 개입 정도를 심화시키는데 중요한 영향을 미치는 변수라 할 수 있다. 여가지지가 여가활동 참가에 중요한 영향을 미치는 변수라면, 관련 연구를 위해 측정도구의 개발이 필요할 것이다. 이러한 측면에서 본 연구는 여가지지의 측정도구를 개발하고자 하였다.

먼저 여가지지 척도 개발을 위해 타당도를 분석한 결과, 여가지지 척도는 타당도가 높게 나타났다. 이 연구에서는 여가지지 척도의 타당도를 검증하기 위하여 전문가 회의 및 패널조사를 통해 내용타당도를 검증하였으며, 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 통해 구성 및 개념, 수렴, 판별타당도를 입증하였다. 구체적으로 이 연구에서는 전문가 회의 및 패널조사를 통하여 본래 36개 문항에서 28개 문항으로 축소하였으며, 탐색적 요인분석을 통해 요인적재치가 .40이하로 떨어지는 5개의 문항을 삭제함으로써 총 23개 문항을 추출하였다. Floyd와 Widaman(1995)은 타당도 요인적재치 기준으로 .40이상을 제안하고 있다. 여가지지는 23개 문항에 대한 탐색적 요인분석을 통해 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지 2개의 하위요인으로 구성되었으며, 설명력은 약 60% 정도를 보이고 있다. 탐색적 요인분석을 통해 도출된 2개의 하위요인과 23개 문항을 대상으로 확인적 요인분석을 실시하였으며, 가족의 지지는 .685이상, 친구 및 동료의 지지는 .630이상으로 나타났다. 측정모형의 적합도 검증지수인 표준카이자승값과 RMSEA, NFI, CFI는 모두 기준치를 충족시켜 주는 것으로 나타났는데, 이러한 결과는 여가지지 척도가 현실에 잘 부합되고 있음을 보여주고 있다. 타당도 확보를 위해서는 수렴타당성과 판별타당성 검증이 중요하다(Thompson, 2004). 이 연구에서는 수렴타당도와 판별타당도를 검증하기 위하여 분산추출지수(AVE)를 도출하였으며, .552이상으로 나타났다. 수렴타당도가 확보되었다면, 본 연구에서 개발한 척도의 판별타당도를 검증해야 할 것이다. 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지 변수간의 상관계수가 분산추출지수보다 작으면 판별타당도는 높다고 할 수 있다(Bagozzi & Yi, 1991). 분석 결과, 여가지지 하위요인간의 상관관계가 분산추출지수보다 낮은 것으로 나타남으로서 판별타당도 또한 확보되었다고 할 수 있다. 본 논제와 가장 밀접한 연구를 수행한 Sasidharan 등(2006)은 여가를 위한 사회적 지지의 역할에 관한 연구를 통해 가족의 지지와 친구의 지지 2개의 요인을 도출하였으며, 가족의 지지 .55, 친구의 지지 .47이상의 요인 적재치를 보였다고 주장하였다. 물론 본 연구에서 개발한 여가지지의 척도가 내용 및 문항수에 있어서 차이가 있긴 하나, Sasidharan 등(2006)이 개발한 척도보다 요인적재치가 높게 나타났다는 점에서 구성타당도가 더 높다고 할 수 있을 것이다.

여가지지의 신뢰도를 분석한 결과, 여가지지의 신뢰도는 비교적 높은 것으로 나타났다. 신뢰도 검증을 위해 이 연구에서는 문항분석과 신뢰도 분석을 실시하였다. 문항분석 결과, 문항과 영역간, 문항과 총점간의 상관관계는 비교적 높게 나타났다. 다시 말해서, 여가지지의 하위요인인 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지의 복합점수, 그리고 여가지지의 총점은 해당 개별 문항과 높은 상관관계를 보였다. 이러한 결과는 여가지지의 하위요인과 해당 문항, 여가지지의 이론변수와 해당 문항간에 관련성이 높다는 사실을 보여줌으로써 신뢰도가 높음을 알 수 있다. 문항분석을 실시한 다음, 이 연구에서는 신뢰도 검증을 위해 일반적으로 많이 사용되는 Cronbach's α방법을 적용하였다. 여가지지의 하위요인인 가족의 지지는 α=.944, 친구 및 동료의 지지는 α=.928로 신뢰도계수가 매우 높게 나타났다. 이와 같은 신뢰도는 Netemeyer, Bearden, 그리고 Sharma(2003)가 제안한 .80이상의 기준치를 상회함으로써 문항간에 내적 일관성이 확보되었음을 시사한다. 문항분석과 신뢰도분석의 결과는 본 연구에서 개발한 여가지지 척도의 신뢰도가 높다는 사실을 보여주고 있다. Sasidharan 등(2006)이 사용한 여가를 위한 사회적 지지의 신뢰도는 가족의 지지 α=.98, 친구의 지지 α=.98로 매우 높게 나타났다. 이 연구에서 개발한 여가지지 척도의 신뢰도 계수는 Sasidharan 등(2006)이 개발한 척도보다 근소하게 작은 것으로 나타나고 있으나, .90이상을 초과하고 있다는 점에서 주목할 만한 결과라 할 수 있을 것이다.

여가지지 척도에 대한 타당도와 신뢰도가 확보되었다는 것은 여가지지와 관련된 다양한 연구에 적용이 가능함을 의미한다. 현재 여가레크리에이션 연구영역에서는 여가지지에 관한 연구 자체가 미흡한 상황이기 때문에, 타당도와 신뢰도를 비교, 논의하는데 한계가 있을 수밖에 없다. 앞으로 여가지지 척도를 활용하여 다양한 연구들을 진행한다면, 본 연구를 포함한 후속연구들과의 비교, 논의가 수월해 질 것이다.

여가활동 유형에 따른 여가지지의 차이를 분석한 결과, 여가지지의 하위요인인 가족의 지지, 친구 및 동료의 지지는 여가활동 유형 중 스포츠 여가활동에서 높게 나타났다. 이와 같은 결과는 스포츠 여가활동이 비스포츠 여가활동보다 가족, 친구 및 동료로부터 보다 많은 지지를 받고 있음을 시사하고 있다. 바꾸어 말하면, 비스포츠 여가활동보다 스포츠 여가활동에 참가하고자 할 때 사회화주관자로부터 여가지지가 더 크게 필요함을 알 수 있다. 스포츠와 같은 여가활동은 보다 많은 시간과 비용, 에너지 투자를 필요로 한다. 이와 같은 여가제약에 직면하게 될 때 가족, 친구 및 동료의 여가지지는 여가활동 시 여러 가지 제약요인을 극복할 수 있도록 도와주는 촉진제 역할을 담당하며, 여가제약 협상의 효능감을 향상시켜 줄 것으로 생각된다. 지금까지 여가레크리에이션학 연구영역에서는 여가활동 유형과 여가지지에 관한 연구가 거의 전무한 상황이므로, 선행연구와의 비교, 논의가 어려운 실정이다. 다만, 여가활동으로서의 스포츠 사회화 주관자인 가족, 친구 등의 중요타자는 스포츠참가 경험 및 수준, 태도 등에 매우 의미 있는 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다. 이러한 스포츠사회화 이론과 선행연구로 볼 때 여가사회화주관자는 스포츠사회화주관자를 포괄하는 광위의 개념이므로, 여가활동 경험이나 유형, 수준, 태도 등에 중요한 영향을 미치는 것으로 생각된다.

여가활동 참가자가 여가활동에 참가하여 다양한 제약요인에 직면하게 될 때 이를 극복하지 못한다면 여가활동 참가수준이 감소될 뿐만 아니라, 여가스트레스가 증가하게 될 것이다. 중요타자의 여가지지는 여가제약을 극복하도록 도와주고 여가활동 참가수준을 증가시키며, 여가스트레스대처 능력을 강화시켜 줄 것으로 추론된다. 여가제약 협상이 개인의 여가제약 극복 노력에 해당된다면, 중요타자의 여가지지는 여가활동 참가에 대한 가족과 친구 및 동료의 지지를 통한 협상 능력을 강화함으로써 여가행동을 촉진시키는데 크게 기여할 것이다.

본 연구에서 개발한 여가지지 척도 개발은 다음과 같은 측면에서 기대효과 및 활용방안이 예상된다. 학문적 측면에서는 그동안 여가제약, 여가동기, 여가제약협상, 전문화 등에 국한되어 여가활동 참가 현상을 설명하여 왔으나, 사회화주관자 중 중요타자의 여가지지의 개념 및 측정도구를 도입, 개발함으로써 연구영역의 확장과 여가활동 참가 현상을 설명하는데 새로운 관점을 제공할 것으로 예상된다. 뿐만 아니라, 여가활동 참가에 대한 여가제약 협상과 여가지지의 상대적 영향력을 규명함으로써 여가행동에 관한 이론모형 구축과 관련 연구의 활성화에 기여할 것이다. 현장적용 측면에서는 여가활동 참가의 활성화 정책에 필요한 기초자료를 제공해줌으로써 여가행동을 촉진시키는데 기여할 것이다.

이상과 같은 연구방법 및 절차를 통해 이 연구에서 도출한 결론은 다음과 같다.

첫째, 여가지지 척도의 타당도는 높다. 즉, 여가지지 척도는 전문가 회의 및 패널조사를 통해 내용타당도가 입증되었으며, 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 통해 구성, 수렴, 판별타당도가 입증되었다.

둘째, 여가지지 척도의 신뢰도는 높다. 즉, 여가지지 척도는 문항분석을 통해 문항과 영역간, 문항과 총점간의 상관관계가 높으며, 신뢰도계수가 높다.

셋째, 여가활동 유형에 따른 여가지지는 스포츠 여가활동에서 높다. 즉, 스포츠 여가활동 참가자가 비스포츠 여가활동 참가자보다 여가지지를 더 많이 받는다.

이 연구에서는 선행연구에 기초하여 여가지지를 가족의 지지와 친구 및 동료의 지지로 구성하여 척도를 개발하였다. 후속연구에서는 여가지지 척도를 활용하여 여가제약, 여가제약 협상, 전문화, 여가참가와의 관련성을 규명하는 다양한 연구를 수행할 필요가 있으며, 여가활동 참가에 대한 상대적 영향력을 규명하여 기존에 밝혀진 변수와 비교, 논의가 이루어져야 할 것이다.