사회경제적 지위에 따른
여가활용과 생활만족도
윤인진
yoonin@korea.ac.kr
고려대학교 김상돈
education17@hanmail.net
고려대학교 우해봉
haebongwoo@gmail.com
국민연금연구원
본 논문은 저자의 허락 없이는 인용할 수 없습니다.
Ⅰ. 서론
괄목할 만한 경제성장을 이룩한 한국사회에서 여가활동은 더 이상 하나의 사치재가 아니 다. 노동 중심적 가치관을 가졌던 산업사회에서 여가활동은 노동활동에 비해 부차적인 것으로 인식되었지만 현대 탈산업사회에서 여가활동은 개인들의 일상적 삶을 구성하는 필수적인 요 소 중의 하나로 자리 잡았다. 일상생활 속에서 여가활동의 증가는 개인들의 삶의 질 향상과 자 기개발이라는 측면에서는 긍정적인 함의를 갖는다. 그러나 다른 사회적 희소자원의 경우처럼 여가활동 또한 사회집단 간 차별화된 양상을 띤다는 점에서 사회불평등의 한 차원으로 볼 수 있다. 여가활동은 성, 지역, 계층, 인종 및 민족과 같은 사회경제적 지위의 결과로서 나타나기 도 하지만 그런 사회경제적 지위를 유지하고 재생산하는 원인이 될 수 있다는 점에서 학문적 분석대상으로서 사회과학자들의 많은 관심을 받고 있다. 특히 생활수준의 향상과 주5일제의 확대로 인해 더욱 많은 사람들이 여가활동에 참가하면서 여가활동에 대한 학문적 및 정책적 관심과 연구가 활발하게 진행되고 있다.
여가에 대한 증대된 관심에도 불구하고 국내의 기존 연구들은 여가활동의 유무와 그 분류 에 초점을 맞추는 경향이 있다. 몇 몇 선행연구들은 사회집단별로 여가활동의 유형을 비교하 여 여가활동의 불평등 현상을 밝혀냈으나 여가활동의 질적 측면을 연구한 경우는 상대적으로 드물다. 따라서 이제는 여가활동 시간의 양적 차이뿐만 아니라 질적 차이를 연구해야 할 필요 성이 크다. 또한 선행연구에서 여가활동의 결과로서 개인의 삶에 어떠한 영향을 미치는 가를 연구한 경우는 더욱 드물다. 여가활동이 단지 소일하는 것에 그치지 않고 삶의 질을 향상하고 자기개발을 돕는다고 할 때 여가활동이 개인의 삶에 미치는 결과 또는 효과를 연구하는 것은 매우 필요한 과제이다.
이런 문제의식에서 출발하여 본 연구는 첫째, 사회경제적 지위에 따라 여가활동을 하는 빈 도와 즐기는 유형에 어떠한 차이가 나타나는지를 조사하였다. 둘째, 여가활동의 질적 차이를 조사하기 위해 여가활동을 소일형, 오락형, 문화형 여가활동으로 분류하고 각 유형별로 여가활 동을 통해 개인이 느끼는 효능감의 차이를 비교하였다. 셋째, 여가활동이 개인의 삶에 미치는 결과 또는 효과를 조사하기 위해서 여가활동의 유형에 따라 생활만족도가 어떻게 차이가 나는 지를 비교하였다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 여가의 정의와 분류
현재까지 여가에 대한 정의는 다양한 관점에서 이루어져 왔다. 페어차일드(Fairchild, 1944) 는 일하는 시간, 잠자는 시간, 그리고 기타 필수적인 일을 처리하는 시간을 뺀 잔여시간을 여 가로 정의한다. 이에 비해 고영복(2000)은 여가를 정의하는데 있어서 잔여시간과 함께 이러한 잔여시간에 이루어지는 활동을 추가적으로 고려한다. 즉 여가는 “일과 일상적인 가사책임으로 부터 자유로우며, 건강의 회복, 휴식, 취미, 오락, 문화적․예술적 추구 등에 활용할 수 있는 시 간”과 함께 “이러한 자유로운 시간을 실질적으로 점유하는 활동”으로 정의된다.
여가를 구성하는 내용과 관련하여 프랑스 여가학자 뒤마즈디에(Dumazedier, 1960)는 여가 를 개인이 자신의 직업이나 가족 및 사회에 대한 의무로부터 벗어나 휴식, 오락, 지식함양, 공
동체 생활에의 자발적 참여 등과 같이 개인의 자유의지를 구현할 수 있는 다양한 활동으로 정 의한다. 여가에 대한 이러한 뒤마즈디에의 정의는 ‘휴식’, ‘오락’, ‘인격개발’ 등을 연관시키고 있다는 점에서 파커(Parker, 1975)가 선택(choice), 유연성(flexibility), 자발성(spontaneity), 자 기결정성(self-determination) 등의 네 요소로 여가활동을 인식한 것과 유사하다(김문겸, 1993:
27).
여가에 대한 다양한 정의들은 보다 넓은 의미에서 목적론적 정의, 수단론적 정의, 시간론적 정의, 활동론적 정의, 계급론적 정의로 분류될 수 있다(김재현, 1996: 6-9). 우선, 목적론적 정의 는 여가를 인간다운 삶의 실현을 위한 활동으로 본다. 여가를 단순한 잔여시간으로 인식하기 보다는 마음의 태도 혹은 자기 이미지로서 이해되어야 한다는 점을 시사하고 있는 것이다. 목 적론적 여가 개념은 질적인 측면에서 여가를 분석할 수 있는 장점을 지니고 있지만 여가 개념 의 범주가 광범위하여 여가활동을 계량적으로 분석하기에는 어렵다는 문제가 있다.
둘째, 수단론적 정의에서의 여가는 노동과 관련하여 노동과정에서 발생한 피로를 풀어주고 재생산을 가능하게 해주는 도구로 인식된다. 수단론적 정의는 앞에서 언급된 목적론적 정의와 는 대비되는 관점이라고 할 수 있는데, 노동 중심적 가치관을 갖는 산업사회에서 여가는 노동 활동을 단순히 보조하는 수단으로 인식된다.
셋째, 여가에 대한 시간론적 정의는 일상생활에서 노동과 생리적으로 필요한 시간을 제외 한 시간, 즉 잔여시간으로 여가를 개념화한다. 여가에 대한 시간론적 정의는 생활시간조사 (time use survey)나 시간예산연구(time-budget studies) 등에서 주로 사용하는 접근이다. 여가 에 대한 시간론적 접근은 계량적 연구에 매우 유용하게 사용할 수 있는 장점이 있지만, 여가의 질적인 측면을 설명하는 데 한계가 있다.
넷째, 활동론적 정의는 여가를 노동에 반대되는 ‘비노동활동’으로 인식하며, 진정한 여가란 노동의 의무에서 벗어나 자유롭게 활동하는 것으로 이해한다. 활동론적 정의의 경우 여가시간 은 여가활동을 위한 전제조건에 해당하며, 여가의 본질은 인간적인 가치를 고양시키는 ‘자유 선택 활동’에 있다. 결과적으로 이러한 활동론적 정의에서는 활동에의 참여가 그 전제조건이 기에 단순한 휴식 등은 여가가 될 수 없다.
마지막으로 계급론적 정의에서는 여가를 특정 계급의 부나 지위를 상징적으로 과시하는 수 단으로 규정한다. 계급론적 정의는 베블렌(Veblen)의 유한계급론(the theory of the leisure class)에 의해서 잘 설명될 수 있는데, 유한계급 성원들은 그들의 사회적 지위를 나타내기 위해 과시적 여가와 과시적 소비 행위를 표출한다. 과시적 여가는 유한계급의 시간과 노력의 낭비 이며, 과시적 소비는 유한계급에 의한 재화의 낭비이다. 유한계급의 과시적 여가 및 과시적 소 비에 관한 베블렌의 분석은 ‘사유재산제도’, 즉 소유권에 기초하여 사회적 불평등을 생산하는 체제에서 여가의 본질을 찾고 있다(조광익, 1993: 19).
국내의 기존 연구에서 사용된 여가의 분류방식을 살펴보면, 우선, 한국방송공사 주관으로 1981년부터 실시된 ｢국민생활시간조사｣의 경우 여가활동, 교제활동, 휴양활동을 각각의 범주 로 분리하여 제시하고 있는데, 여기에서의 여가활동은 ‘관람 및 구경’, ‘감상’, ‘스포츠’, ‘승부놀 이’, ‘배워두어야 할 일이나 취미’, ‘기능․자격공부’, ‘어린이와 유희’ 등으로 유형화되고 있다.
한편 한국체육학회지나 스포츠사회학회지 등 체육학 분야에서 이루어진 여가연구의 경우 일 반적으로 여가를 ‘스포츠 및 건강 활동’, ‘취미 및 교양활동’, ‘감상 및 관람활동’, ‘오락 및 사교 활동’, ‘행락 및 관광활동’ 등으로 구분하는데 이것 역시 여가 활동의 외형적 형태를 중심으로 여가를 구분한 것에 해당한다(임번장․이혜경, 1992; 김종환․임태성, 1995; 안혜영, 1995).
반면 심윤종(1996)은 직장인들의 여가활동에 대한 연구에서 여가를 그 내용에 따라 ‘활동형 여가’와 ‘수동형 여가’, 그리고 ‘오락형 여가’와 ‘자아실현형 여가’로 구분하고 있다. 김은하
(1996)는 여가를 형태별로 ‘소극적 여가’와 ‘적극적 여가’로, 그 내용적 특성에 따라 ‘유흥적 여 가’와 ‘학습형 여가’로, 마지막으로 여가행위의 장소에 따라 ‘가정 내적 여가’와 ‘가정 외적 여 가’로 분류하고 있다. 이러한 심윤종과 김은하의 연구는 여가활동을 행위별로 분류한 것이 아 니라 그 내용적 특성에 따라 분류한 것이라 볼 수 있다.
본 논문의 주필자는 이전 논문에서 여가활동을 ‘여가의 내용’과 ‘여가의 형태’의 결합에 따 라 ‘소일형 여가활동’, ‘오락형 여가활동’, ‘자기개발형 여가활동’로 분류하였다(<표 1> 참조)(윤 인진․김상운, 2005). 자기개발형 여가활동 중에서도 수단적이고 도구적인 경우, 예를 들어 승 진이나 취업을 위해 불가피하게 영어공부나 컴퓨터를 학습해야 하는 경우에는 자유의지에 의 해서라기보다는 타인의 요구 또는 사회적 강제에 의한 것일 수도 있다. 이런 경우의 여가활동 을 ‘소극적 자기개발형 여가활동’이라고 분류할 수 있다. 그러나 이 경우에도 자유시간에 하는 학습은 자발적으로 자기개발을 목적으로 하기 때문에 ‘소극적 자기개발형 여가활동’은 실제로 는 적은 것으로 볼 수 있다.
여가 내용 여가활동 형태
소극적 적극적
소일/오락형 I
소일형 여가활동
II
오락형 여가활동
자기개발형 IV
소극적 자기개발형 여가활동
Ⅲ
적극적 자기개발형 여가활동 <표 1> 여가 활동의 분류 기준
각 유형의 여가활동의 성격을 살펴보면 ‘소일형 여가활동’은 전형적으로 ‘시간 죽이기’ 형 태의 여가활동을 의미한다. 이 형태의 여가활동은 일회적이며, 소비적이고, 특별한 목적의식이 없이 단지 휴식과 편안함을 추구하는 가장 기본적인 여가활동이다. 이런 여가활동의 예로는 교제관련 전화통화, 가족․친척과의 교제, 신문, 잡지, TV 시청과 같은 매체이용, 걷기, 산책과 같은 집밖의 레저활동, 흡연, 그냥 쉼과 같은 그 외의 여가활동 등이 있다. 반면 ‘오락형 여가 활동’은 전형적으로 ‘즐거움’을 추구하는 형태의 여가활동이라고 할 수 있다. 이러한 형태의 여 가활동은 여전히 일회적이고, 소비적이지만, 적극적으로 ‘찾아 즐기는’ 형태를 갖고 있다. 이런 여가활동의 예로는 영화 관람, 카드나 보드 게임, 음악 듣기, 등산, 소풍, 관광과 같은 스포츠 및 집 밖의 레저활동, 인터넷/컴퓨터 게임 등이 있다. ‘자기개발형 여가활동’은 자신에게 주어 진 시간을 ‘자신을 위해 재투자 하는 시간’으로 적극적으로 활용하는 형태이다. 따라서 여가활 동을 즐기는 데 있어서도 매우 계획적이며, 생산적이며, 연속적이다. 그리고 꾸준히 ‘성취감’,
‘자아실현’을 추구한다. 이런 여가활동의 예로는 외국어 및 컴퓨터 관련 학습, 독서, 종교활동, 취미활동 등이 있다. 종교활동을 여가활동으로 볼 수 있느냐에 대해서는 논란의 소지가 있으 나 자유시간에 자유의지로 하는 활동이라는 차원에서 여가활동으로 볼 수 있다. 그러나 종교 활동이 개인의 생활과 정신에 미치는 효과는 여타 여가활동과는 크게 다르다고 볼 수 있기 때 문에 종교활동을 여가활동에 포함하는 데는 신중할 필요가 있다.
이와 같이 구분된 여가활동 유형은 성취감, 자아실현, 필요조건 등의 차원에서 위계적인 관 계를 갖는다. ‘여가활동의 위계적 관계’라는 아이디어는 매슬로우의 욕구위계설로부터 얻었다.
매슬로우는 인간의 욕구가 위계적으로 형성된다고 보았다(Maslow, 1970). 그에 따르면 욕구는
‘생리적 욕구’, ‘안전과 신체적 안정의 욕구’, ‘사랑과 소속의 욕구’, ‘존중감의 욕구’, ‘자아실현 의 욕구’로 피라미드처럼 위계적으로 배열된다. 낮은 수준의 욕구는 그보다 높은 수준의 욕구
보다 원초적이고 욕구의 강도가 더욱 강하다. 예를 들어, 음식, 수면 등에 대한 생리적 욕구는 주택에 대한 안전의 욕구보다 강하다. 주택과 같이 신체적 안전에 대한 욕구는 동료의식, 애 정, 타인의 수용과 같은 사회적 욕구보다 강하고 빈번하게 일어난다. 자아실현은 인간동기의 최상의 상태인데 소수의 개인들에게서만 일어난다. 그리고 욕구의 위계구조로 인해 하위단계 의 욕구가 충족되어야만 상위단계의 욕구가 발생한다. 만일 어느 개인이 상위 욕구를 충족하 고자 하는 데 하위의 욕구가 생겨났다면 하위의 욕구는 그 개인을 보다 기초적인 하위욕구로 끌어내린다. 자아실현과 같은 최상의 욕구는 다른 모든 욕구들이 잠잠할 때만 관심을 갖게 되 는 욕구이다.
매슬로우의 이론을 여가에 적용하면 여가활동의 형태에 따라 ‘편안함’을 추구하며 그냥 쉬 는 것과 같은 ‘소일형 여가활동’은 여가의 가장 하위 수준에 해당한다. 소일하는 데 시간을 보 내는 것은 특별한 노력이나 동기 그리고 일정 수준 이상의 지적능력이나 금전이 필요하지 않 기 때문에 누구나 손쉽게 할 수 있다. 그러나 소일형 여가활동은 일회적이고 소비적이고 특별 한 목적이 없기 때문에 여가활동이 지루하고 성취감과 만족감이 떨어질 수 있다. 적극적으로 즐거움을 추구하는 ‘오락형 여가활동’은 ‘소일형 여가활동’보다는 상위 수준의 여가이며 여가 활동으로부터 느끼는 성취감과 만족감이 크다고 볼 수 있다. 이런 형태의 여가를 즐기기 위해 서는 시간, 노력, 기술 및 경험, 금전 등이 필요하기 때문에 ‘소일형 여가활동’을 즐기는 사람들 보다는 소수의 선택적인 사람들이 즐긴다고 볼 수 있다. 끝으로 ‘자기개발형 여가’는 여가활동 의 최상 수준이라고 볼 수 있는데, 여가활동으로부터 느끼는 성취감, 만족감, 보람, 자아실현 등이 특별히 높다고 볼 수 있다. 이런 여가활동을 하기 위해서는 자기개발 동기와 노력이 강하 고, 시간 및 금전적 여유가 있어야 하기 때문에 소수의 개인들만이 참여한다고 볼 수 있다.
2. 사회집단별 여가활동
현대사회에 있어서의 사회 불평등 현상은 경제활동의 영역뿐만 아니라 개인들의 일상생활 속에서도 나타난다. 그러므로 사회성원들에 의한 여가활동에의 보편적 참여가 이루어지고 있 는 사회의 경우 일상생활의 중요한 구성요소인 여가활동에서의 불평등 현상 또한 사회적으로 매우 중요한 함의를 갖는다. 여가활동에서의 불평등 문제와 관련 계급/계층, 성, 연령, 지역, 인종에 기초한 불평등이 기존 연구에서 중요하게 다루어졌다.
계층 또는 계급 간 여가활동에서의 불평등과 관련하여 클락(Clarke, 1956)은 상층 성원들이 예술 감상이나 독서 등과 같이 여가활동을 즐기기 위해 상대적으로 시간 투입이 많이 요구되 는 활동에 참여하는 경향이 있는 반면, 하층(반숙련 및 미숙련 근로자, 서비스종사자 등) 성원 들은 TV 시청과 같이 여가를 즐기기 위한 시간 투입의 요구가 크지 않은 활동에 치중하는 경 향이 있음을 지적하고 있다. 이러한 경향은 바멜과 바멜(Bammel & Bammel, 1982)의 시간지 향과 사회계층과의 관계에 관한 연구에서 계층이 낮을수록 시간지향이 더욱 즉각적이라는 점 과 일맥상통한다. 즉 하층 성원들의 경우 여가를 배우는 기간이 짧고 즉각적으로 만족을 얻을 수 있는 여가활동에 치중하는 경향을 보인다는 것이다.
국내에서 이루어진 홍성숙(1992)의 연구에 의하면, 여가를 즐기는 이유와 관련 상층의 경우 건강증진을 위해 여가를 즐긴다고 응답한 비율이 하층에 비해 18% 이상 높게 나타났다. 또한 여가활동에 대해 불만족하는 사람들에게 불만족의 이유를 묻는 질문에 대해서도 상층의 경우 시간이나 비용의 부족이 아닌 시설이나 장소의 부족이라고 응답한 비율이 하층에 비해 매우 높게 나타나고 있음을 지적하고 있다. 통계청의 ⌜생활시간조사⌟ 자료를 사용한 윤인진․김
상운(2005)의 연구에서도 노동자 계급은 자본가 계급이나 신중간층에 비해 전체 여가시간이 적을 뿐만 아니라 적극적이고 생산적인 여가활동이 유의미하게 부족한 것으로 나타나고 있다.
여가활동에 있어서의 성별 불평등에 대한 연구는 대체로 가정학 분야에서 전업주부의 여가 활동을 중심으로 이루어져왔다. 로제크(Rojek, 1985)는 남성과 여성은 동일한 시간을 사용하지 만 남성과 여성의 여가 경험에는 유의미한 차이가 존재함을 지적하고 있는데, 이러한 성별 차 이는 주로 가정이라는 여가경험의 장소와 관련된다. 가정 내에서 배우자와 자녀를 돌보는 역 할을 수행하는 전업주부의 경우 자신의 가사활동 의무를 수행한 후 휴식을 취할 수 있지만, 전 업주부들이 경험하는 일상적 현실은 가정 내에서 여가활동을 즐기기에는 매우 제약적이다. 국 내에서 이루어진 연구 또한 남성들에 비해 여성들의 여가활동은 상대적으로 소극적이며 거주 지 내에 한정되는 경향이 있음을 지적한다(윤인진․김상운, 2005).
취학자녀를 둔 전업주부에 대한 연구를 수행한 한경미와 황덕순(1990)의 연구에 의하면 전 업주부의 여가활동은 자녀 및 가족의 수가 많을수록, 막내 자녀의 연령이 적을수록, 교육수준 이 낮을수록, 그리고 연령이 낮을수록 줄어드는 경향이 있음을 보여준다. 또한 전업주부의 여 가활동 시간과 삶의 만족도 사이의 연관성 분석결과는 여가활동 시간의 양(총 여가활동 시간) 과 삶의 만족도가 직접적으로 연관되는 대신, 여가활동 시간 중 적극적 여가활동 시간(예를 들 어, 창작, 공예, 스포츠, 관람, 연회 등)이 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타 나고 있다.
연령에 따른 여가활동 불평등에 관한 연구는 대체로 노인들의 여가와 관련하여 수행되었는 데, 이러한 경향은 의료기술의 발달 및 생활수준의 향상으로 인한 평균수명 증가가 노년기 여 가활동에 대한 관심을 증가시킨 것과 관련된다. 노인들의 경우 대부분 노동시장에서 은퇴를 경험하였기 때문에 생활에 필수적인 활동을 제외한 나머지 활동들을 여가활동으로 규정할 수 있는데, 기존 연구는 노인들의 여가활동이 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치며, 노인들의 환 경에 대한 통제 능력을 증대시킴을 지적하고 있다(허준수, 2002).
기존 연구는 노인들의 여가활동에 미치는 중요한 변수들로 경제상황과 건강상태를 지적한 다. 소득수준이 높은 노인들은 소득수준이 낮은 노인들에 비해 여가에 적극적으로 참여하는 경향이 있는데, 장인협과 최성재(2002)에 의하면 우리나라 노인들 중 대략 35%가 경제적 어려 움 때문에 여가를 즐기지 못함을 보고하고 있다. 건강상태 또한 노인의 여가활동에 유의미한 영향을 미치는 요인 중의 하나인데, 일반적으로 건강상태가 나쁘면 여가활동에의 적극적 참여 는 감소하는 경향이 있다. 하파넨과 그의 동료들(Haapanen et al., 1999)의 연구 또한 노인들의 경우 여가활동이 건강상태 및 사망과 유의미한 관계가 있음을 보고하고 있다(허준수(2002)에 서 재인용).
기존 연구에서 지역 간 여가활동에서 나타나는 불평등의 핵심은 도시와 농촌 간의 여가 불 평등의 문제이다. 기존 연구는 농촌지역의 여가활동이 TV, 휴식, 라디오, 가사, 방문 등 제한적 인 활동들에 편중되어 있으며, 여가활동 시간 또한 적음을 보고하고 있다. 또한 농촌지역의 경 우 거주지 밖에서 여가를 보낼 공간이 부족한 관계로 거주지 안에서 이루어지는 여가활동의 비중이 높게 나타나며, 평일과 휴일의 차이가 거의 없는 것이 특징으로 나타나고 있다(양홍모, 1984; 윤인진․김상운, 2005).
비록 우리나라의 경우 별다른 주목을 받지 못하지만 인종적으로 다양한 사회의 경우 인종 별 여가활동 불평등 현상도 주요한 관심대상이다. 미국에서 이루어진 기존 연구는 여가활동 유형에 있어서 흑인과 백인 사이에 유의미한 차이가 있음을 지적한다. 머피(Murphy, 1974)의 연구에 따르면 흑인들은 트랙, 필드, 수영시설 이용, 야구, 복싱과 같은 형태의 스포츠에는 활 발하게 참여하지만 전통적으로 백인 중산층들의 운동으로 간주되는 테니스, 골프, 양궁과 같은
활동에의 참여는 매우 낮다. 또한 흑인들의 경우 교육수준이 낮고, 저소득, 비숙련 직업에 주 로 종사하기 때문에 상대적으로 비용이 적게 드는 소풍, 낚시 그리고 자전거 시설을 폭넓게 이 용하는 경향이 있는 반면, 보트, 스키, 사격과 같은 보다 숙련이 필요하고 비용이 요구되는 활 동은 제한적으로 이용하고 있음이 지적된다(Bammel & Bammel, 1982).
Ⅲ. 연구설계
1. 자료수집방법
본 연구의 분석자료는 성균관대학교 서베이리서치센터에서 2007년 8월 전국 성인남녀 18 세 이상 2,500명을 대상으로 실시한 2007 한국종합사회조사의 원자료이다. 2007년 한국종합사 회조사의 표집절차를 구체적으로 살펴보면, 첫째, 최종 표집블럭 수를 200개로 한정하고 이를 1차 표집단위인 전국의 광역시․도의 가구수 분포에 비례하여 배분한다. 둘째, 각 광역시․도 로부터 배분된 수만큼의 2차 표집단위 동․읍․면을 인구비례확률표집 원칙을 적용하여 무작 위로 추출한다. 셋째, 이렇게 추출된 각 동․읍․면으로부터 한 개의 최종 표집 블럭(동의 경 우에는 통/반, 면의 경우에는 리)을 무작위적으로 선정한다. 넷째, 선정된 통/반 또는 리에서 표집원(sampler)이 가구의 표집틀을 직접 작성하고, 이를 토대로 모두 12 혹은 13개의 가구를 계통 표집한다. 다섯째, 표집된 가구 내에서 만 18세 이상 성인 가구원들의 리스트를 작성한 후, 이들 가운데 태어난 월일이 가장 늦은 가구원을 최종 면접대상자로 삼는다. 조사된 설문지 의 유효사례 수(N)는 1,432명이다. 이들 유효사례 수 가운데 이 연구에 도입된 변수들의 결측 치를 일률적으로 제거하고 남은 1,180명이 최종 분석에 포함되었다.
2. 변수정의
본 연구에서 사용된 여가활동 관련 변수는 2007 KGSS에서 개인이 자유시간에 하는 여가활 동으로 제시한 총 18가지의 여가활동의 빈도로부터 구성되었다. 18가지의 여가활동은 앞에서 분류한 여가활동 유형에 따라 재분류를 하였는데 자기개발형 여가활동에 속하는 여가활동으 로는 ‘독서’ 외에는 마땅한 것이 없어서 본 연구에서는 자기개발형 여가활동은 포함하지 않았 다. 또한 ‘쇼핑’, ‘수공예’는 소일형 여가활동으로 보아야 할지 오락형 여가활동으로 보아야 할 지가 분명하지 않아서 본 연구에서는 포함하지 않았다. 그리고 ‘문화행사 참가’는 문화행사의 성격에 따라 오락형으로 또는 자기개발형으로도 볼 수 있어서 어느 특정의 유형에 배치하기 어려워서 본 연구에서는 포함하지 않았다. KGSS 자료에는 지난 1년 동안 각종 문화활동을 한 빈도에 관한 문항들이 11개가 제시되었는데 이 중 한국 전통예술 공연 관람, 연극 공연 관람, 클래식 음악회 관람, 뮤지컬 공연 관람, 대중음악 콘서트 관람, 발레, 서양무용 공연 관람, 미술 관, 미술전시회 관람, 박물관, 문화재 관람 등 8개의 여가활동을 묶어서 ‘문화형 여가활동’으로 명명하고 새로운 변수로 구성하였다. 위의 8개의 여가활동 빈도에 관한 문항들은 요인분석을 실시한 결과에서도 하나의 요인으로 묶였다. 문화형 여가활동은 앞서 제기한 ‘여가활동의 위 계적 관계’의 측면에서 볼 때 소일형 여가활동과 오락형 여가활동보다 상위 수준의 여가활동 이라고 볼 수 있다. 문화형 여가활동을 즐기는 사람들은 시간 및 금전적 여유가 있을 뿐만 아
니라 교육수준이 높아야 하기 때문에 소수의 사람들만이 고급 문화형 여가활동을 할 것으로 예상된다.
자유시간에 하는 18가지의 여가활동 중에서 여가활동의 내용에 따라 소일형 여가활동으로 는 TV․DVD․비디오 시청, 친척만나기, 친구만나기, 낮잠 자기, 술 마시기, 노래방가기, 사우 나 및 찜질방가기, 전화수다 등 8가지의 여가활동을 포함하였다. 오락형 여가활동으로는 영화 보러가기, 카드나 보드게임, 음악듣기, 운동하기, 운동경기관람, 인터넷/컴퓨터 등 6가지의 여 가활동을 포함하였다.
오락형과 소일형 여가활동의 빈도는 “거의매일”, “일주일에 몇 번”, “한달에 몇 번”, “일년 에 몇 번”, “전혀 안함”의 5단계로 측정되었다. 문화형 여가활동의 빈도는 “전혀 안함”, “일 년 에 1회”, “일 년에 2-5회”, “두 달에 1-2회”, “한 달에 2-3회 정도”, “일주일에 1-2회 정도”, “일 주일에 3회 이상”의 7단계로 측정되었다.
<표 2> 변수의 설명 및 평균 및 표준편차
변수 변수 설명 평균
(표준편차) 종속변수
생활만족도 생활만족도 요인점수 0(Mean)
(1.0)
여가활동 효능감 여가활동 효능감 요인점수 0(Mean)
(1.0) 독립변수
소일형 여가활동 소일형 여가에 대한 활동 빈도 2.97(0.493) 오락형 여가활동 오락형 여가에 대한 활동 빈도 2.60(0.728) 문화형 여가활동 문화형 활동여가에 대한 활동 빈도 0.51(0.588)
통제변수
교육 수학년수 12.29(4.094)
소득 로그소득 5.46(.87)
직업 전문·관리직 더미 0=1,048
1=132
연령 자연연령 43.11
(15.423)
성별 남성더미 0=627
1=553
혼인상태 유배우자 기혼더미 0=414
1=766
지역 수도권더미 0=652
1=528
본 연구의 종속변수는 생활만족도와 여가활동 효능감이다. 생활만족도는 전체 삶에 대한 만족도와 행복감의 두 가지 영역을 포함한다. 전체 삶에 대한 만족도는 “매우 만족”, “다소 만 족”, “만족도 불만족도 아니다”, “다소 불만족”, “매우 불만족”의 5단계로, 행복도는 “매우 행 복”, “다소행복”, “별로 행복하지 않음”, “전혀 행복하지 않음”의 4단계로 측정되었다. 여가활 동 효능감은 여가활동을 하면서 자기 자신의 실체를 느끼는 자기효능감과 대인관계를 강화시 켜 준다고 느끼는 대인관계 효능감을 포함한다. 여가활동 효능감은 “매우 그렇다”, “다소 그렇
다”, “중립”, “별로 그렇지 않다”, “전혀 그렇지 않다”의 5단계로 측정되었다. 생활만족도와 여 가활동 효능감 변수들의 값이 클수록 만족도와 효능감이 높은 것을 의미하도록 역코딩한 후 요인분석을 실시한 결과 제1요인으로 전체 삶에 대한 만족도와 행복감이 묶였고, 제2요인으로 는 자기효능감과 대인관계 효능감이 묶였다. 두 종속변수들의 내적일치성을 알아보기 위해 크 론바하 알파값을 계산한 결과 각각 0.665와 0.595로 수용할만한 수준의 신뢰도를 보였다. 요인 분석을 통해 얻은 요인점수를 종속변수로 사용하였다.
이 연구의 통제변수는 사회인구학적 변수들로서 교육, 소득, 직업, 연령, 성, 결혼상태, 지역 등 7가지로 구성하였다. 교육은 정규교육을 받은 수학년수에 근거하여 0점에서부터 23점으로 측정하였다. 응답자의 월평균가구소득은 KGSS 자료모듈에 있는 원자료를 근거로 각 범주에 중간 값을 부여하여 자연대수로 변환하여 측정하였다. 직업은 더미변수로서 전문·관리직일 경 우는 1, 그렇지 않은 경우는 0으로 부여하였다. 연령은 자연연령으로 분석에 사용하였다. 성은 더미변수로서 남성일 경우는 1 여성일 경우는 0으로 부여하였다. 결혼 상태는 더미변수로서 유배우자 기혼일 경우는 1, 별거독신사별 미혼일 경우는 0으로 부여하였다. 지역은 더미변수로 서 수도권지역은 1, 그 이외 지역은 0으로 재부호하여 분석에 사용하였다.
3. 연구가설
앞에서 논의한 여가에 관한 이론과 선행연구 검토에 근거하고 본 연구의 자료의 특성을 고 려하여 다음과 같은 연구가설을 설정하였다.
연구가설 1: 교육수준, 소득수준, 직업지위가 높을수록 소일형 여가활동보다 오락형 여가활 동과 문화형 여가활동을 활발하게 할 것이다.
연구가설 2: 소일형 여가활동보다 오락형 여가활동과 문화형 여가활동을 활발하게 할수록 여가활동으로 인한 자기효능감과 대인관계 효능감이 높을 것이다.
연구가설 3: 소일형 여가활동보다 오락형 여가활동과 문화형 여가활동을 활발하게 할수록 생활만족도가 높을 것이다.
연구가설 4: 여가활동의 효능감이 높을수록 생활만족도가 높을 것이다.
4. 자료분석방법
이 연구에서 사용할 분석방법은 기술통계, t/F검증, 상관관계분석과 OLS 회귀분석 등이다.
여가활동 유형과 효과에 있어서 집단간 차이가 있는지를 검증하기 위해 t/F검증을 수행하였 다. 그리고 상관관계분석과 OLS 회귀분석을 실시하였다. 상관관계분석은 생활만족도와 여가 활동 효능감, 유형별 여가활동 수준, 수학년수, 로그소득, 사무관리직 더미, 연령, 남성더미, 기 혼더미, 수도권 더미 등 변수들간의 연관성을 조사하기 위해 실시하였다. 끝으로 세 가지 유형 의 여가활동 빈도를 독립변수로 하고 인구학적, 사회경제적 특성들을 통제변수로 하여 종속변 수인 생활만족도와 여가활동 효능감에 대한 일반회귀분석을 실시하였다. 통계분석에 사용한 프로그램은 SPSS 12.0 version이다.
Ⅳ. 분석결과
1. 여가의 활동과 효과에 대한 차이분석
이 절에서는 사회인구학적 특성별로 집단을 구분하여 각 집단의 여가활동의 빈도의 평균값 의 차이를 조사하였다. 여가활동의 빈도를 ‘거의 안함’, ‘가끔’, ‘자주’로 삼등분한 후 여가활동 의 빈도에 따라 여가활동 효능감과 생활만족도에 차이가 나타나는지를 조사하였다. 사회인구 학적 특성별로 여가활동의 빈도를 비교한 결과는 <표 3>에 제시되어 있다. 표에 제시된 분석 내용을 정리하면 다음과 같다.
첫째, 성별로 유형별 여가활동 빈도의 차이를 비교한 결과 남성과 여성 모두 소일형 여가 활동, 오락형 여가활동, 문화형 여가활동의 순서로 여가활동을 자주하는 것으로 나타났다. 소 일형 여가활동의 경우 남자의 평균값은 3.04, 여자는 2.91로 남자가 여자보다 소일형 여가활동 을 자주하는 것으로 나타났고 이 차이는 통계적으로 유의미하였다. 오락형 여가활동의 경우에 서도 남자의 평균값은 2.69, 여자는 2.53으로 남자가 여자보다 오락형 여가활동을 자주하고 그 차이는 통계적으로 유의미하게 나타났다. 반면 문화형 여가활동의 경우에는 남녀 모두 평균값 이 각각 0.48과 0.54로 일 년에 1회 정도에도 못 미치는 저조한 여가활동을 하는 것으로 나타 났으나 여자가 남자보다는 통계적으로 유의미한 수준에서 자주 하는 것으로 나타났다.
둘째, 연령별 여가활동 빈도의 차이를 비교하면 세 가지 유형의 여가활동에서 모두 29세 이하가 가장 활발하고 나이가 들수록 여가활동의 빈도가 뜸해지면서 60세 이상에서 가장 저조 한 것으로 나타났고 이런 차이는 통계적으로 유의미하였다. 연령별로 즐기는 여가활동의 유형 에 차이가 나타났는데 29세 이하에서는 오락형 여가활동이 소일형 여가활동보다 활발하였으 나 30세 이상부터는 소일형 여가활동이 오락형 여가활동보다 빈번하게 이뤄졌다.
셋째, 혼인상태별 여가활동 빈도의 차이를 비교하면 세 가지 유형의 여가활동에서 미혼자 (사별/별거/독신자 포함)가 기혼자보다 활발한 것으로 나타났고 이런 차이는 통계적으로 유의 미하였다. 혼인상태에 따라 즐기는 여가활동의 유형에 차이가 나타났는데 미혼자는 소일형 여 가활동보다 오락형 여가활동을 자주하는 반면 기혼자는 오락형 여가활동보다 소일형 여가활 동을 자주하는 것으로 나타났다.
넷째, 거주지별 여가활동의 빈도를 비교하면 소일형 여가활동의 경우에는 거주지별 차이가 통계적으로 유의미하지 않았지만 오락형 여가활동과 문화형 여가활동의 경우에는 통계적으로 유의미한 차이가 나타났다. 오락형 여가활동의 경우에는 강원도와 제주도에 거주하는 사람들 이 가장 활발하였고 그 다음으로 서울과 경기도․인천에 거주하는 사람들이 활발하였다. 전라 도에 거주하는 사람들이 오락형 여가활동을 하는 빈도가 가장 낮게 나타났다. 문화형 여가활 동의 경우에도 지역별 사회경제적 차이가 반영되는데 서울에서 문화형 여가활동 빈도가 가장 높았고 전라도에서 가장 낮았다.
다섯째, 학력별 여가활동의 빈도를 비교하면 소일형과 오락형 여가활동의 경우에는 전문대 (대재포함) 졸업자가 가장 활발했고 그 다음으로 대졸자와 대학원 이상의 학력 소유자가 활발 했고, 중졸자가 가장 저조했다. 반면 문화형 여가활동의 경우에는 대학원 이상의 학력 소유자 가 가장 활발했고 그 다음으로 대졸자, 전문대 졸업자의 순서로 낮아져서 문화형 여가활동을 즐기기 위해서는 높은 학력이 요구되는 것을 확인할 수 있었다.
N 소일형 여가활동 오락형 여가활동 문화적 여가활동
성별 남 553 3.04 2.69 .48
여 627 2.91 2.53 .54
t 4.771*** 3.712*** -1.654*
연령
29세 이하 250 3.15 3.23 .72
30-39세 301 2.92 2.78 .61
40-49세 287 2.95 2.56 .50
50-59세 139 2.93 2.20 .37
60세 이상 203 2.88 1.91 .24
F 11.220*** 168.772*** 25.033***
혼인 상태
기혼 766 2.92 2.50 .49
미혼(사별별거독신포함) 414 3.05 2.80 .56
F -4.238*** -7.032*** -2.024*
지역
서울 217 2.99 2.73 .70
경기인천 311 2.96 2.62 .53
충청 109 2.92 2.61 .51
경상 357 2.97 2.54 .43
전라 134 2.95 2.39 .36
강원제주 52 3.09 2.97 .62
F 1.012 7.011*** 8.050***
학력
중졸이하 247 2.86 1.83 .15
고졸 355 2.92 2.56 .43
전문대(대재포함) 243 3.14 3.02 .63
대졸 286 2.98 2.91 .73
대학원이상 49 2.94 2.96 1.05
F 11.820*** 161.231*** 56.871***
소득
200만원 미만 358 2.89 2.28 .36
200-299 253 2.92 2.56 .45
300-399 238 2.98 2.73 .53
400-499 140 3.09 2.88 .63
500-599 97 3.05 2.90 .63
600만원 이상 94 3.08 2.89 .92
F 5.410*** 28.411*** 17.424***
직업
전문관리직 132 2.93 2.75 .71
사무준전문직 361 3.02 2.92 .68
판매서비스직 231 2.95 2.55 .49
생산기능노무직 329 2.96 2.25 .29
미취업(주부포함) 127 2.94 2.59 .46
F 1.278 43.558*** 25.436***
*p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증)
여섯째, 소득수준별로 여가활동의 빈도를 비교하면 세 가지 유형의 여가활동에서 소득수준 이 높을수록 여가활동도 활발하게 이뤄지는 것으로 나타났고 이런 차이는 통계적으로도 유의 미했다.
일곱째, 직업별로 여가활동의 빈도를 비교하면 사무직과 준전문직에 종사하는 사람들이 소 일형과 오락형 여가활동에 참여하는 빈도가 가장 높았고 미취업자(주부 포함)가 여가활동 참 여빈도가 가장 낮았다. 반면 문화형 여가활동의 경우에는 전문관리직이 가장 활발하였고 그 다음으로 사무직/전문직, 판매서비스직, 생산기능노무직의 순서로 활발하였고 미취업자가 가 장 저조하였다.
<표 3> 사회인구학적 특성별 여가활동 유형과 빈도의 평균차이 검증결과
한편, 여가활동의 빈도를 ‘거의 안함’, ‘가끔’, ‘자주’로 삼등분한 후 여가활동의 효능감 수준 을 비교한 결과 세 가지 유형의 여가활동에서 여가활동을 빈번하게 할수록 자기효능감과 대인 관계 효능감이 높은 것으로 나타났고 그 차이는 통계적으로 유의미하였다(<표 4> 참조). 즉 어 떤 유형이든지 여가활동을 자주하는 사람들이 자기 자신의 실체감을 더욱 강하게 느끼고 대인 관계가 강화되는 것으로 인식하였다.
<표 4> 여가활동 유형과 빈도별 효능감의 평균차이 검증결과
여가활동 유형 여가활동 빈도 N 자기효능감 대인관계 효능감
소일형 여가활동
거의안함 30 3.17 2.97
가끔 654 3.53 3.73
자주 496 3.85 4.10
F 18.318*** 38.338***
오락형 여가활동
거의안함 219 3.23 3.53
가끔 630 3.67 3.82
자주 331 3.91 4.17
F 31.224*** 32.988
문화형 여가활동
없음 410 2.77 3.30
있음 770 2.96 3.50
t -4.704*** -3.550***
*p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증)
여가활동의 유형과 빈도에 따라 생활만족도에 차이가 나타나는지를 조사한 결과 세 유형의 여가활동에서 여가활동 빈도가 높아질수록 생활만족도도 높은 것으로 나타났다. 그러나 소일 형 여가활동에서는 그 차이가 통계적으로 유의미하지 않았고 오락형과 문화형 여가활동에서 만 통계적으로 유의미하게 나타났다. 이런 결과는 소극적 형태의 소일형 여가를 자주한다고 해서 생활만족도가 크게 높아지지는 않는다는 것을 보여준다.
<표 5> 여가활동 유형과 빈도별 생활만족도 평균차이 검증결과
여가활동 유형 여가활동 빈도 N 행복감 전체 삶의 만족도
소일형 여가활동
거의안함 30 2.93 3.50
가끔 654 2.89 3.41
자주 496 2.91 3.46
F .160 .653
오락형 여가활동
거의안함 219 2.71 3.12
가끔 630 2.90 3.47
자주 331 3.00 3.56
F 13.170*** 16.726***
문화형 여가활동
없음 410 3.46 3.64
있음 770 3.76 3.98
t -4.886*** -5.970***
*p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증)
2. 여가의 활동과 효과간의 관계분석
이 절에서는 본격적으로 여가활동이 생활만족도와 효능감에 어떤 효과를 갖는지를 상관관 계분석과 OLS 회귀분석으로 조사하였다. 상관관계분석 결과 생활만족도에 통계적으로 유의미 하게 연관되는 변수들은 여가활동의 효능감, 오락형 여가활동 빈도, 문화형 여가활동 빈도, 수 학년수, 로그소득, 전문․관리직더미, 기혼, 수도권 더미 등 8가지였다. 반면 연령 변수는 생활 만족도와 부적으로 연관되어서 고령자일수록 개인 삶에 대해서 만족하지 않는 것으로 나타났 다. 즉 여가활동을 통해 자기효능감과 대인관계 효능감을 강하게 느낄수록, 오락형과 문화형 여가를 즐길수록, 교육수준과 소득수준이 높을수록, 전문 관리직에 종사할수록, 젊을수록, 기 혼자일수록, 수도권에 거주하는 사람일수록 생활만족도가 높은 것으로 나타났다. 한가지 특이 한 점은 소일형 여가활동 빈도와 생활만족도 간에는 별다른 상관관계가 나타나지 않아서 소일 형 여가활동이 개인의 삶의 질에 큰 긍정적 영향을 미치지 않는다는 것을 보여주고 있다.
한편, 여가활동 효능감에 통계적으로 유의미하게 연관되는 변수들은 오락형 여가활동 빈 도, 소일형 여가활동 빈도, 문화형 여가활동 빈도, 수학년수, 로그소득, 전문관리직 더미, 수도권 더미 등 8가지였다. 반면 연령 변수와 기혼자 변수는 부적으로 연관되었다. 즉 어느 유형이든 여가활동을 자주할수록, 교육수준과 소득수준이 높을수록, 전문관리직에 종사할수록, 젊을수 록, 미혼자일수록, 수도권에 거주하는 사람일수록 여가활동의 효능감이 높은 것으로 나타났다.
<표 6> 상관관계분석의 추정결과(N=1,180)
생활 만족도
여가활동 효능감
오락형 여가활동
소일형 여가활동
문화형 여가활동
수학 년수
로그 소득
사무 관리직
연령 남성 기혼 수도권
생활만족도 1
여가활동 효능감 .228*** 1 오락형 여가활동 .191*** .307*** 1 소일형 여가활동 .047 .258*** .366*** 1 문화형 여가활동 .163*** .203*** .458*** .183*** 1 수학년수 .181*** .190*** .556*** .125*** .382*** 1 로그소득 .237*** .155*** .339*** .107*** .244*** .498*** 1 전문관리 .094** .065* .071* -.029 .121*** .282*** .170*** 1 연령 -.086** -.139** -.613*** -.156*** -.291*** -.593*** -.410*** .016 1 남성 -.023 .032 .108*** .138*** -.048 .147*** .042 .103** -.010 1 기혼 .164*** -.052* -.201*** -.123*** -.059* .017 .211*** .075* .261*** -.064* 1 수도권 .072* .085** .073* .005 .131*** .123*** .119*** .135*** -.060* .043 .019 1 *p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증)
끝으로 여가활동의 효능감과 생활만족도에 대한 독립변수들의 효과를 단계별 OLS 회귀분 석을 통해서 분석하였다(<표 7> 참조). 우선 여가활동의 효능감에 대한 회귀분석 결과 인구학 적 변인을 반영한 모형 1에서는 연령이 통계적으로 유의미한 부의 영향을 미치는 반면에 수도 권더미는 유의미한 정의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 모형 1에 사회경제적 지위 변수를 추 가한 모형 2에서는 수도권더미, 교육년수, 로그소득의 3가지 변수들이 통계적으로 유의미하게 정적으로 영향을 미친 반면, 기혼더미는 부적으로 영향을 미쳤다. 모형 2에 세 가지 유형의 여 가활동 빈도변수들을 추가한 모형 3에서는 연령, 소득, 수도권더미, 로그소득, 오락형 여가활동, 소일형 여가활동, 문화형 여가활동 등 6가지 변수들이 통계적으로 유의미하게 정적으로 영향 을 미쳤다. 즉 연령이 높을수록, 소득수준이 높을수록, 수도권에 거주하는 사람들이 어느 유형 이든 여가활동을 자주하는 사람들이 자기효능감과 대인관계 효능감이 높은 것으로 나타났다.
<표 7> 여가활동 효능감에 대한 회귀분석 추정결과(N=1,180)
M1 M2 M3
자연연령 -.130*** .006 .108**
남성더미 .026 .000 -.028
기혼더미 -.018 -.078** -.029
수도권더미 .076** .057* .053*
교육년수 - .137*** .043
로그소득 - .098* .066*
전문․관리직 - .008 .020
오락형 여가활동 - - .234***
소일형 여가활동 - - .167***
문화형 여가활동 - - .053*
R2 .026 .050 .135
주: 제시된 계수는 표준화계수이며, 통계적 유의도는 비표준화계수에 대한 검증임.
*p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증).
끝으로 생활만족도에 대한 회귀분석 결과 인구학적 변수들만을 반영한 모형 1에서는 기혼 더미와 수도권더미가 통계적으로 유의미한 정의 영향을 미치는 반면 연령은 부의 인과적 영향 을 미치는 것으로 나타났다. 모형 1에 사회경제적 지위변인을 추가한 모형 2에서는 기혼더미 와 교육년수, 로그소득의 3가지 변수들이 통계적으로 유의미한 정의 영향을 미치는 것으로 나 타났다. 모형 2에 세 가지 유형의 여가활동 빈도 변수들을 추가한 모형 3에서는 연령, 기혼더 미, 로그소득, 오락형 여가활동, 문화형 여가활동의 5가지 변수들이 통계적으로 유의미한 정의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 모형 3에 여가활동 효능감을 추가한 모형 4에서는 기혼더미, 로그소득, 오락형 여가활동, 여가활동 효능감등 4가지 변수들이 통계적으로 유의미하고 강한 정의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 기혼자, 고소득자, 오락형 여가활동을 자주 하는 자, 여가활동의 효능감이 높은 자들이 생활만족도가 높은 것을 보여준다. 여기서 특이한 점은 소 일형 여가활동은 생활만족도에 아무런 영향을 미치지 못하는 것으로 나타나서 여가활동의 질 적 차이가 생활의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
<표 8> 생활만족도에 대한 회귀분석 추정결과(N=1,180)
M1 M2 M3 M4
자연연령 -.133*** .006 .078* .060
남성더미 -.014 -.040 -.042 -.037
기혼더미 .196*** .122*** .146*** .151***
수도권더미 .061* .037 .031 .021
교육년수 - .096** .024 .016
로그소득 - .158*** .145*** .133***
전문․관리직 - .030 .030 .027
오락형 여가활동 - - .183*** .142***
소일형 여가활동 - - -.012 -.042
문화형 여가활동 - - .059* .050
여가활동 효능감 - - - .175***
R2 .048 .081 .106 .132
주: 제시된 계수는 표준화계수이며, 통계적 유의도는 비표준화계수에 대한 검증임 *p<.05(단측검증), **p<.01(단측검증), ***p<.001(단측검증)
Ⅴ. 논의 및 결론
본 연구는 여가의 활동과 효과에 대한 일련의 구체적인 연구가설을 제시하여 한국인 여가 활동의 유형과 여가활동이 삶의 질에 미치는 효과를 실증적으로 검증하였다. 연구 결과를 요 약하면 다음과 같다.
첫째, 학력과 소득수준이 높고 전문․관리직에 종사하는 사람들이 그렇지 않은 사람들보다 여가활동을 활발하게 하는 것으로 나타났다. 사회경제적 지위별로 즐기는 여가활동의 유형에 차이가 나타났지만 모든 학력수준과 소득수준에 걸쳐서 소일형 여가활동이 오락형과 문화형 여가활동보다 높게 나타났다. 하지만 예상대로 학력과 소득수준, 직업지위가 높을수록 오락형 여가활동의 빈도가 높게 나타났고 특히 문화형 여가활동의 경우에는 차이가 더욱 두드러졌다.
이런 결과는 현대사회에 있어 사회경제적 지위에 따른 여가양식에 차이가 있다고 주장한 뒤마 즈디에를 위시한 여가사회학자들의 논의와 부합된다.
둘째, 소일형이든 오락형이든 어느 종류의 여가활동이든 여가활동을 활발하게 하는 사람들 은 여가활동으로 인해서 자기 자신의 실체감을 더욱 강하게 느끼고 대인관계가 강화되는 것을 느끼는 긍정적인 경험을 하는 것으로 나타났다.
셋째, 오락형 여가활동과 문화형 여가활동은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치지만 소일 형 여가활동은 별다른 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 따라서 여가활동의 질이 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타나서 절대적인 여가활동 시간 못지않게 여가활동의 질이 중요 하다는 것을 입증하였다.
넷째, 여가활동을 통해 효능감을 강하게 느끼는 사람들이 생활만족도도 높게 갖는 것으로 나타났다. 이는 여가활동의 또 하나의 효과 또는 결과라고 볼 수 있는데 여가활동을 통해 사람 들이 자기 자신에 대해 긍정적인 자아상을 갖고 대인관계를 적극적으로 전개할 수 있게 하는 자신감을 갖게 하는 것을 알 수 있다.
<참고문헌>
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