여가참여가 지속되기 위해서는 자신이 선택한 여가활동에 앞으로 참여하고자 하는 잠정적인 의사가 존재해야 한다. 이런 의사를 ‘지속의사’ 이라고 정의할 수 있는데, 여가지속은 여가 참가자가 여가활동을 중단하지 않고 지속함으로써 여가생활이 삶에 의미있게 전이될 수 있도록 하는데 중요한 기능을 갖는다(김현나, 2006).

Weingerg & Gould(1995)는 여가지속은 개인의 내적동기에 기인하기도 하지만 개인적, 사회적, 환경적 환경에 영향을 받으며 이들 변인은 작용 또는 상호작용을 통하여 여가의 지속적 참여에 영향을 미친다고 하였다(최성범, 박승환, 2010 재인용). 이에 지속적 여가를 위해서 개인의 사회심리학적인 요인들에 대해 알아 봐야 하고 그러한 요인들이 어떻게 연관성이 있는지 파악할 필요가 있다.

또한 여가기능은 개인이 자신의 여가경험에 대하여 어떻게 느끼며 경험에 의하여 어떠한 유형의 결과를 초래하였는가를 의미하며, 진정한 의미의 여가를 즐기고 여가경험을 통해 최적의 이익을 얻을 수 있는 능력이라고 정의된다(Witt & Ellis, 1987). 여가기능은 여가활동에서 어떤 여가를 할지를 결정하는 ‘여가 자신감’, 여가의 범위 및 내용을 측정하는 ‘여가 조절력’, 내적 욕구와 개인적 소망을 만족시키기 위하여 여가활동에 참여하는 정도를 측정 하는 ‘여가욕구’, 여가활동 참여시의 흥분의 정도, 심도를 측정하는 ‘여가심취도’ 의 네 하위변인으로 구성되어 있다.

최근 여가활동을 선택하는 인간의 행위를 설명하는데 있어서 여가경험을 통해 최적의 이익을 얻으려고 노력하는 여가기능에 대한 연구(김미량, 이연주, 김동진, 2005; 박성계, 1999; 박수정, 1994; 박수정, 2003; 박수정, 추건이, 2004; 심상신, 2003; 이계존, 2000; 이은희, 2004; 이재형, 이근모, 2002; 전매희, 2008; 하지연, 2005a)가 활발히 수행되어지고 있다.

전술한 여가기능이 여가경험에 대한 지속적인 자아의식이라 할 수 있고, 이를 통하여 여가기능을 통해서 여가지속에 대해 연관성을 유추해 볼 수 있을 것이다. 이와 관련된 선행연구를 살펴보면, 이준희(2007)의 연구에서는 여가기능의 하위요인인 심취감은 지속의사에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났고, 정용각(2006), 정호권(2006), Standge(2003) 등의 선행연구처럼 여가기능의 하위요인인 심리적 욕구, 자신감은 여가지속과 관련이 있다고 보고 되었다. 이와 같이 선행연구에서 여가기능은 운동지속에 영향을 미칠 것이라고 기술하고 있으며, 여가지속에도 긍정적인 영향을 미칠 것이라고 예측 할 수 있다.

그리고 여가활동 참여는 여가기능과 여가지속의 관계 속에서 개인이 가지고 있는 여가관여 도에 의해 다른 양상을 보이게 된다(하지연, 2005c). 여가관여도는 개인의 여가 행동의 특성을 결정하고, 특별한 자극이나 상황에 의해 발생하는 보이지 않는 동기, 자극, 혹은 관심의 상태에 대해서 언급하고 있고, 또한 참가자들의 지속적인 참여를 위한 통제력 또는 의사결정력 등에 영향을 미치기 때문에, 개인의 여가 경험에 있어 중요한 구성요소로 간주된다(권문배, 류명란, 2004; 성수경, 2007, 하지연, 2005c, Haviz 1999). 여가관여도는 여가활동에서 인지된 즐거움의 가치 정도를 측정하는 ‘즐거움의 인지’ 와 여가활동의 중요성 정도를 측정하는 ‘중요성의 인지’, 여가활동을 개인의 지위, 성격, 정체성 등을 표현하기 위한 ‘자기표현의 인지’ 여가활동시 잘못된 선택을 할 가능 성에 대한 인지 정도를 측정하는 ‘위험가능성의 인지’, 잘못된 선택에 따른 부정적인 결과에 대해 중요하게 인지하는 정도를 측정하는 ‘위험 결과성의 인지’ 의 하위변인으로 구성 되어 있다. 여가관여도가 참가자들의 지속적인 참여를 위한 통제력 또는 의사결정력 등에 영향을 미치고 이를 통해 역시 여가지속과의 관련성을 유추해 볼 수 있을 것이다. 이러한 여가관여도와 여가지속의 선행연구를 살펴보면 이광수, 이승철(2007)은 MTB 대회 참여자들의 관여도과 지속적인 참여의도와의 관계에서 지속적 관여도와 상황적 관여도 모두 지속적인 참여의도에 긍정적인 영향을 미친다고 하였다. 또한 장승원(2008)의 연구에서는 여가관여도에 따라 참가결정이 좌우되며, 참가의 고수준, 참가로부터의 내적보상, 사회적 통합 이익, 스트레스 등 긍정적인 결과가 나타나며 계속적인 참가 지속의사를 결정하는 중요한 요인으로 보았다. 이러한 변인간의 관계를 보면 대부분의 선행연구에서 여가기능과 여가관여도는 여가지속과 정(+)의 영향을 미치고 있다고 밝히고 있지만 두 독립변수들간의 상호작용효과 (interaction effect) 또는 조절효과(moderating effect)를 규명한 연구는 미흡한 실정이다. 앞서 여가기능, 관여도 모두 여가지속과 연관성이 있다고 하였지만, Sieginthaler & Lam(1992)과 Watkin, (1986)은 두 독립변수 즉 여가기능과 관여도의 관계를 다룬 선행연구에서는 여가 기능이 증가함에 따라 관여도가 증가하였다고 보고하였다(하지연, 2005c 재인용). 따라서 여가기능이 관여도와 여가지속의 관계에서 두 변인의 관계의 방향이나 강도에 영향을 미치는 변수 인지 파악할 필요가 있다.

한편 생의 주기 관점에 보았을 때 유아기, 아동기, 청년기, 성인기, 노인기의 각 인생주기 마다 여가가 중요하지 않은 시기는 없다. 그러나 그 가운데서 이제 막 성인기에 들어선 대학생의 여가는 적어도 우리나라에서 매우 중요한 의미를 갖는다(박종대, 2001). 또한 박근태 (2003)는 대학생 시기는 여가활동에 가장 능동적으로 참여 할 수 있는 시기이며, 사회인으로 출발을 준비할 수 있는 대학생활은 학생 스스로에게 달려 있다고 해도 과언이 아니라고 하였다.

따라서 이 연구의 목적은 대학생들의 여가관여도와 여가지속간의 관계를 규명하고, 여가기능과 여가관여도의 상호작용과 여가지속간의 관계를 분석하여 대학생들의 건전한 여가생활을 지속적으로 향유 할 수 있도록 도움을 주는데 목적이 있다.

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 본 연구 에서는 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 대학생의 여가관여도, 여가지속의 영향력 관계는 어떠한가?

둘째, 대학생의 여가기능은 여가관여도와 여가지속의 관계를 어떻게 조절하는가?

본 연구의 대상은 서울시 소재 대학생을 모집단으로 설정한 후, 유층집락무선표집법 (Stratified cluster random sampling)을 이용 하여 표본을 추출하였다. 먼저 강동, 강남, 강북의 세 지역으로 구분하고 각 지역에서 1개의 대학씩 총 3개의 대학을 선정하여 한 대학에서 100명씩 총 300명을 표집하였다. 그 중 응답 내용이 편중되거나 부실한 응답이 발견된 자료를 제외하고 총 281명의 설문자료를 본 연구의 최종자료로 채택하였다. 구체적인 연구대상은 다음과 같다<표 1>.

본 연구에서 사용한 측정도구는 설문지이다. 설문지는 자기평가기입법(Self-administration method)을 통해 작성하도록 하였다. 본 설문지의 신뢰도 검증을 위해 서울시 소재 K 대학교 에서 총 50명을 대상으로 예비조사(Pilot)를 실시하였다. 신뢰도 검증 결과 여가기능은 Cronbach`s α계수가 .850, 여가관여도는 Cronbach`s α계수가 .823, 여가지속은 Cronbach`s α계수가 .834로 조사도구의 신뢰성을 확인하였다.

1) 여가기능

대학생의 여가기능을 측정하기 위한 척도로는 Witt외 (1987)이 개발하고, 원형중(1998)이 번안한 후 표준화 시킨 여가활동기능척도 (Leisure Diagnostic Battery: LDB)를 사용하였다.

최종적으로 대학생의 여가기능 측정을 위한 설문지는 3개 요인, 조절감 5문항, 자신감 4문항, 심취감 3문항으로 총 12문항으로 채택되었고, 문항에 대한 점수는 ‘전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 7점까지 Likert형 척도를 사용하였다. 대학생의 여가기능 요인척도의 Cronbach`s α 값은 각 요인별로 조절감 .816, 자신감 .839, 심취감 .738로 신뢰도가 확보된 것을 확인하였다. 자세한 결과는 <표 2>와 같다.

2) 여가관여도

대학생의 여가관여도를 측정하기 위한 척도로는 Dimanche, Havitz와 Howard(1991)의 ‘소비자 관여척도’를 하선우(2010)의 대학생을 대상으로 연구에서 사용된 설문지를 기초로 재구성한 설문지를 사용하였다. 최종적으로 대학생의 여가관여도 측정을 위한 설문지는 3개요인, 자기표현의지 6문항, 위험가능성인지 4문항, 위험결과인지 2문항으로 총 12문항으로 채택되었고, 문항에 대한 점수는 ‘전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 7점까지 Likert 형 척도를 사용하였다. 대학생의 여가관여도 요인척도의 Cronbach`s α 값은 각 요인별로 자기표현의지 .895, 위험가능성인지 .844, 위험 결과인지 .724로 신뢰도가 확보된 것을 확인하 였다. 자세한 결과는 <표 3>과 같다.

3) 여가지속

대학생의 여가지속을 측정하기 위한 척도로는 Courneya와 McAuley(1993), Wilson과 Rodgers(2003)의 행동의도 측정방법을 참고하여 양명환(2004)이 구성한 설문지를 수정, 보완하여 사용하였다. 최종적으로 대학생의 운동지속의도 측정을 위한 설문지는 단일요인 4문항으로 문항에 대한 점수는 전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’7점까지 Likert형 척도를 사용하였다’ 7점까지 Likert형 척도를 사용하였다. 대학생의 운동지속의도 요인척도의 Cronbach's α 값은 .885로 신뢰도가 확보된 것을 확인하였다.

본 연구에서는 자료 분석을 위해 SPSS 18.0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 측정도구의 타당도와 내적일관성을 검증하기 위해 탐색적 요인분석과 Cronbach's α 검사를 하였다. 인구사회학적 특성 및 변수의 특성을 살펴보기 위해, 빈도분석을 실시하였다. 또한 변수들 간의 관계를 살펴보기 위해 상관관계분석을 실시하였으며, 여가관여도와 여가지속의 관계를 검증하기 위해 다중회귀분석(Multiple liner regression)을 실시하였다. 마지막으로 여가기 능의 조절효과를 검증하기 위해 조절회귀분석 (moderated multiple regression)을 실시하였다.

대학생의 여가기능, 여가관여도와 여가지속 과의 관계분석 결과는 다음과 같다 심취감과 자기표현의지의 상관정도(r=.550, p<.01)가 가장 높은 것으로 나타났고, 조절감과 심취감(r=.541, p<.01), 조절감과 자신감(r=.537, p<.01), 자신감과 자기표현의지(r=.535, p<.01), 조절감과 자기 표현의지(r=.504, p<.01), 자신감과 심취감(r=.494, p<.01), 자기표현의지와 여가지속 (r=.466, p<.01)의 순으로 유의한 수준에서 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 자세한 결과는 <표 4>와 같다.

대학생의 여가관여도가 여가지속에 미치는 영향을 알아보기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 결과는 <표 5>와 같다. 설명력(R²)은 총분산의 22.5%를 설명하고 있으며(F=26.877), p<.001 수준에서 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여가관여도의 하위요인인 자기표현인지(β=.455)는 여가지속에 p<.001 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으나, 위험가능성인지, 위험 결과인지 에서는 유의한 차이가 나타나지 않았다.

여가관여도가 여가지속에 미치는 영향에 있어 여가기능의 조절효과를 검증하기 위해 조절 회귀분석을 실시하였다. 조절효과는 위계적 회귀분석을 실행하는 과정에서 독립변수와 조절 변수의 곱으로 만들어진 상호작용항을 회귀식에 추가로 투입하였을 때 설명력(R²)의 변화 량이 통계적으로 유의한지를 검증함으로써 규명 할 수 있다(한진욱, 박성진, 김민수, 2012). 첫째, 여가관여도 중 자기표현인지가 여가지속에 미치는 영향에 있어 여가기능의 조절효과를 검증한 결과는 <표 6> 와 같이 나타났다. 연구결과에 따르면 여가지속에 대해 자기표현인 지를 투입한 모델 1을 살펴보면 전체 설명력은 21.4%로 나타났고, 자기표현인지(β=.466)가 유의한 영향력이 있는 것으로 나타났다(F=77.256, p<.000). 다음으로 모델 2에서는 자기표현인지를 통제한 상태에서 여가기능을 투입한 결과 설명력은 24.8%로 모델 1에 비해 3.4%의 증가를 보였으며(F=13.631, p<.000), 자기표현인지 (β=.308), 여가기능(β=.248) 모두 유의한 영향력을 나타냈다. 마지막으로 모델 3에서는 자기 표현인지와 여가기능을 통제한 상태에서 자기 표현인지×여가기능의 상호작용항을 투입한 결과 통계적으로 유의하지 않는 것으로 나타났고 (F=.158), 설명력은 24.6%로 증가하지 않아 모델 3의 조절효과는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 둘째, 여가관여도 중 위험가능성인지가 여가지속에 미치는 영향에 있어 여가이득의 조절효과를 검증한 결과는 <표 7>와 같이 나타났다. 연구결과에 따르면 여가지속에 대해 위험 가능성인지를 투입한 모델 1을 살펴보면 전체 설명력은1.3%로 나타났고, 위험가능성인지(β =.127)가 유의한 영향력이 있는 것으로 나타났다(F=4.558, p<.05). 다음으로 모델 2에서는 위험가능성인지를 통제한 상태에서 여가기능을 투입한 결과 설명력은 19.7%로 모델 1에 비해 19.5%의 증가를 보였으며(F=65.271, p<.000), 위험가능성인지(β=.078)은 유의한 영향력을 나타나지 않았지만, 여가기능(β=.435)는 유의한 영향력을 나타냈다. 마지막으로 모델 3에서는 위험가능성인지와 여가기능을 통제한 상태에서 위험가능성인지×여가기능의 상호작용항을 투입한 결과 유의한 것으로 나타났지만(F=.494, p<.01) 위험가능성인지(β=-.106), 여가기능(β =0.28)은 통계적으로 유의하지 않는 것으로 나타났다. 설명력은 22.3%로 모델 2에 비해 2.6% 증가로 모델 3의 조절효과는 유의한 것으로 나타났다. 셋째, 여가관여도 중 위험결과인지가 여가지속에 미치는 영향에 있어 여가이득의 조절효과를 검증한 결과는 <표 8>와 같이 나타났다. 연구결과에 따르면 여가지속에 대해 위험 결과인지를 투입한 모델 1을 살펴보면 전체 설명력은0.1%로 나타났고, 위험결과인지(β =-.052)가 유의한 영향력이 없는 것으로 나타났다(F=.769). 다음으로 모델 2에서는 위험결과인지를 통제한 상태에서 여가기능을 투입한 결과 설명력은 19.4%로 모델 1에 비해 19.3%의 증가를 보였으며(F=68.390, p<.000), 위험결과인지 (β=-.050)은 유의한 영향력을 나타나지 않았지 만, 여가기능(β=.444)는 유의한 영향력을 나타냈다. 마지막으로 모델 3에서는 위험결과인지와 여가기능을 통제한 상태에서 위험결과인지 ×여가기능의 상호작용항을 투입한 결과 유의한 것으로 나타났고(F=20.430, p<.000) 위험결과 인지(β=-.201, p<.01)또한 유의한 것으로 나타났지만 여가기능(β=-.037)은 통계적으로 유의 하지 않는 것으로 나타났다. 설명력은 24.7%로 모델 2에 비해 5.3% 증가로 모델 3의 조절효과는 유의한 것으로 나타났다.

이 연구의 목적은 대학생들의 여가관여도와 여가지속, 여가기능과 여가지속간의 관계를 규명하고, 여가기능과 여가관여도의 상호작용과 여가지속간의 관계를 분석하여 대학생들의 건전한 여가생활을 지속적으로 향유 할 수 있도록 도움을 주는데 있다. 분석을 통해 나타난 연구결과와 선행연구를 기초로 논의하고자 한다. 이 연구는 기존의 여가지속을 설명해주는 다양한 변수들을 분석하는 연구에서 많은 변수들 가운데 여가관여도와 여가기능에 초점을 맞추어 두 변인들의 상호작용을 통해 여가지속을 검증하고자 하였다.

첫째, 본 연구의 첫 번째 연구문제인 대학생의 여가관여도, 여가지속의 영향력의 검증 결과 여가관여도의 하위요인인 자기표현인지에서 통계적으로 정(+)의 유의한 영향이 나타났다.

최성범, 박승환(2010)은 여가동기의 유형이 여가관여도, 만족 및 참가지속의도에 미치는 영향을 검증하는 연구에서 여가관여는 참가지속의도에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타나 본 연구와 유사한 결과를 도출하였다. 또한 임태성, 이호열(2008)의 여가스포츠 참여자의 참여동기와 관여도, 몰입경험 및 지속적 참여 의도의 관계를 밝힌 연구에서는 여가스포츠 참여자의 관여도는 지속적 참여의도에 정(+)의 영향을 미치지 않다고 규명하여 본 연구와 상반된 결과를 보이고 있다. 본 연구에서는 대학 생들의 여가참여 유형에 대해서는 분류하지 않았지만, 대학생들이 가장 많이 참여하고, 선호 하는 여가활동 유형이 스포츠관련 활동이라고 보고 하였기 때문에 (하선우, 2010; 한성유, 성기환 2011; 한혜원, 2011)앞선 결과를 토대로 유추해 볼 때, 여가활동으로 스포츠활동을 대상으로 한 연구와 비슷한 맥락이라고 할 수 있겠다. 이렇듯 여가스포츠를 즐기는 사람들의 관여도와 대학생들의 여가활동을 같은 맥락에서 볼 수 있을 것이다. 이러한 결과는 대학생들은 고등학교 때에 달리 증가된 여가시간에 자신의 특성을 나타낼 수 있는 동아리 활동을 통해 여가생활을 영위하고 있기 때문에 지속적인 여가활동을 할 수 있는 것이라 생각된다. 또한 박근태(2003)는 대학생들은 여가활동을 하는데 있어서 다른 연령대 보다 여가에 대해서 가장 능동적으로 대처하므로 여가 활동을 하는데 있어 가장 많은 관여를 받게 된다고 생각된다.

둘째, 연구의 두 번째 연구문제인 대학생의 여가기능의 여가관여도와 여가지속의 관계에 대한 조절효과의 검증 결과 여가기능은 여가관여도의 자기표현인지에서 조절효과를 나타나지 않았지만 위험가능성인지, 위험결과인지에 대해서는 조절 변수의 역할을 하는 것으로 나타났다. 선행연구에서 여가관여도와 여가지속의 관계에서 여가기능의 조절효과를 규명한 연구는 전무한 실정이기 때문에 각 요인의 성격들을 바탕으로 논의를 하고자 한다. 앞선 여가관여도가 여가지속에 미치는 영향을 검증한 결과 에서 자기표현인지만 정(+) 영향력을 나타난다고 검증하였다. 하지만 위험가능성인지, 위험결과인지는 여가지속에 영향력이 나타나지 않지만 여가기능이 조절변수로 작용하였을 경우 여가지속에 미치는 영향에 대한 설명력을 증가시켰다. 전술한 두 변인은 잘못된 여가선택을 할 가능성과, 잘못된 선택에 대한 부정적인 결과를 인지하는 정도에 대한 문항이다. 그리고 여가기능은 조절감, 자신감, 심취감의 긍정적 요인으로 설명된다. 따라서 조절효과에 대한 결과는 부정적 요인의 독립변수가 긍정적 요인의 조절변수로 인해서 완충효과를 통해서 긍정적인 결과를 얻었다고 볼 수 있다. 즉 여가활동을 선택하는데 있어 여가선택의 실패에 대한 두려움을 과거의 여가경험을 통해 자신에게 가장 적합한 여가를 선택하고 계속적으로 참여할 수 있게 하는 작용을 한다고 판단된다.

본 연구는 대학생을 대상으로 여가관여도와 여가지속의 관계를 알아보고, 그 관계를 여가 기능이 어떻게 조절하는지를 탐색하기 위해 수행되었다. 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 대학생의 여가관여도는 여가지속의 영향을 미치는 유의미한 변수이다. 둘째, 대학생의 여가관여도 중 위험가능성인지, 위험결과인 지와 여가지속의 관계에서 여가기능은 조절효과가 나타났다. 이상과 같은 연구결과는 대학생의 여가관여도, 여가지속관계에서 여가기능의 조절효과를 연구함으로써 대학생의 바람직한 여가생활 선용을 위한 기초적인 자료로 활용되리라 기대된다. 따라서 본 연구의 결과를 바탕으로 다음과 같은 제언을 하고자 한다. 대학생들은 생에 주기의 관점 보았을 때 여가활 동을 향유하는데 있어 중요한 시기이므로 여가 활동을 연구하는데 있어 여가관여도, 여가기능 뿐만 아니라 더 많은 요인들을 바탕으로 대학 생의 여가생활을 위한 더 질 높은 연구들이 이루어져야 할 것이고, 또한 여가활동을 저해하는 부정적인 요인들 예를 들면, 여가권태, 여가 제약 등의 요인들이 여가활동을 하는데 있어 조절효과를 가지고 오는지 추후 연구가 필요한 시점이다.