스마트폰은 휴대전화에 운영체계를 탑재하여 다양한 애플리케이션이 설치·동작되도록 고안된 고기능 휴대폰으로 이용자들에게 생활의 편리성을 제공하고 업무처리에 도움을 주고 있다. National Information Society Agency (2014)에 따르면 만 6세 이상 인구의 71.6%가 스마트기기(스마트폰 및 스마트패드)를 보유하고 있는 것으로 나타난바 있으며, 특히, 청소년층의 가입자 수는 더욱 빠른 속도로 증가되고 있는 추세이다(Jeon, 2012). 이렇듯 스마트폰의 보급이 급격히 확대되면서 스마트폰 사용에 대한 긍정적인 영향 뿐 아니라 습관적으로 스마트폰을 과도하게 사용함에 따라 다양한 심리적·신체적 부작용이 유발될 수 있음이 보고되고 있다 (Jeon & Jang, 2014). 특별한 목적 없이 스마트폰을 과다하게 사용함으로써 스마트폰에 지나치게 의존하고 몰입하여 스스로를 제어할 수 없는 상태에 이르게 되고, 의존, 내성, 초조, 불안, 금단과 같은 심리학적인 문제를 유발함으로써 일상생활의 장애나 불편을 경험하게 되는 증상을 스마트폰 중독이라 한다 (Choi, Lee & Ha, 2012).

스마트폰 중독은 성인보다 통제력이 약한 청소년에게서 더욱 빠르게 확산되어 2011년 11.4%이던 청소년의 스마트폰 중독율이 2013년 25.5%로 급증하여 심각한 수준으로 보고되었다(National Information Society Agency, 2014). 이는 청소년들이 성인에 비해 새로운 매체를 보다 적극적으로 받아들이고, 쉽게 몰입하게 되는 특성이 있어 중독적인 현상이 더욱 많이 발생하기 때문으로 설명되고 있다 (Kim, et al, 2012). 스마트폰은 장소에 구애받지 않고 사용할 수 있기 때문에 지적 호기심과 민감성, 모방의 특성이 강한 청소년들이 과도하게 이용할 가능성이 크다 (Cheon, 2013). 특히, 스트레스를 해소할 수 있는 시간이나 공간 등이 부족한 청소년들이 스트레스를 해결하는 방법으로 스마트폰을 많이 이용하고 있어 중독정도 및 그에 따른 부작용이 더욱 확대될 것으로 예상되고 있다 (Lee & Ahn, 2002).

스마트폰의 과다 사용이나 중독에 영향을 미치는 요인으로는 성별이나 연령과 같은 인구학적 변인 (Hwang, Sohn, & Choi, 2011), 자기효능감이나 자기확신, 자기 통제와 같은 심리적인 요인 (Na, 2005; Kim & Kim, 2004), 미디어의 기능적 접근 용이성 (Lee & Kim, 2009) 등이 보고되었다. 또한, 최근에는 청소년의 여가활동이 스마트폰의 중독성향에 영향을 주는 요인으로 알려지면서, 여가활동의 중요성이 강조되고 있다 (Ryu & Cho, 2014; Ryu, 2014)

여가활동이란 개인이 제약 없이 자유롭게 어떤 활동에 참여할 때, 그리고 그 활동이 일과 독립적인 것일 때를 일컫는 것으로 육체적·정신적인 측면에서의 자유로운 시간을 의미한다 (Yoon & Bae, 2009). 청소년들은 여가시간을 통해 일상생활에서 벗어나 자율적으로 재미를 추구하고, 학업으로 돌아가기 위한 정신적, 육체적 에너지를 재충전할 뿐 아니라, 또래간의 상호작용을 통해 사회화를 이루기도 한다 (Jin & Kim, 2008, Son, Yoo, & Rhee, 2004). 따라서, 청소년기에 있어 건전한 여가활동은 신체적인 건강 뿐 아니라 올바른 자아형성 및 자아실현을 이루기 위한 효과적인 방안으로 그 필요성이 강조되고 있다. 특히, 여가활동에 대한 만족도가 높고, 여가활동참여나 즐거움에 제약요건이 적을수록 올바르고 능동적인 여가활동을 지속하는데 긍정적인 영향을 미치는 것으로 알려져 있다 (Ryu & Cho, 2014; Joung, 2014). 그러나 우리나라 청소년들의 경우 학업을 중시하는 사회적 환경으로 인해 여가시간이 부족할 뿐아니라 주어진 여가시간을 효율적으로 활용하지 못하고 있으며, 여가 공간 및 프로그램도 매우 제한되어 있는 실정이다. 이러한 청소년들의 여가시간 부족 및 여가 활동의 제약으로 인해 인터넷이나 스마트폰을 사용하는 시간이 증가하게 되어 최근 청소년들의 주된 여가활동으로 자리매김 하고 있다.

자기효능감은 어떤 일을 잘 해낼 수 있을 것이라는 자신에 대한 믿음과 자신에게 주어진 과제를 성공적으로 수행할 수 있다는 신념이나 기대를 일컫는 말로 자기효능감이 높은 사람일수록 자신을 긍정적으로 인식하고, 어려운 과제도 지속적으로 노력하여 달성하는 성향이 높으며, 우울이나 스트레스를 적게 느끼는 것으로 보고되고 있다 (Kim, 2006). 특히, 자기효능감은 다양한 미디어 중독을 설명하는 주요 변인으로 알려져 있는데, 자기효능감이 낮은 사람일수록 휴대전화에 몰입할 뿐 아니라 자신을 고립시키면서 인터넷에 중독되는 수준이 높은 것으로 보고되었다 (Woo, 2007; Young & Rodgers, 1997). 그러나 청소년들의 자기효능감은 여가활동에 의해 영향을 받는 것으로 나타났는데, 여가활동에 참여하는 학생들의 경우 자기효능감이 유의적으로 높았으며 (Kim & Kim, 2009), 성인이나 노인들을 대상으로 한 연구에서도 여가활동이 자기효능감을 높이는 것으로 나타났다 (Yoon & Lee, 2008; Kang, Kim, & Kwon, 2008). 뿐만 아니라, 자기효능감은 여가제약이 있는 상황에서도 여가에 참여하도록 하거나, 여가제약 자체를 감소시키는 것으로 보고되고 있어 (Choi, 2009; White, 2008) 자기효능감이 여가만족 및 여가제약뿐 아니라 스마트폰 중독에 영향을 미치는 주요한 변인으로 여겨진다.

대부분의 선행연구에서는 여가만족이나 제약이 스마트폰 중독에 미치는 영향 (Ryu, 2014; Ryu & Cho, 2014), 자기효능감이 인터넷이나 스마트폰 중독에 미치는 영향 (Oum, 2010; Woo, 2007; Kim, Kim, & Jeong, 2012), 여가만족 및 제약과 자기효능감과의 관련성 (Yoon & Lee, 2008; Kang, Kim, & Kwon, 2008)에 대해 알아보았으며, 여가만족이나 제약, 자기효능감과 스마트폰 중독간의 직접적인 인과관계나 여가만족 및 제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 자기효능감의 매개적 영향을 본 연구는 매우 부족한 실정이다. 또한, 중학생 시기는 청소년기가 시작되어 신체적 발달 뿐 아니라 정서적 발달이 함께 일어나는 시기이므로, 이 시기에 정서적 발달, 즉 자기효능감을 매개로 스마트폰 중독을 예방하기 위한 방안과 교육 프로그램이 개발된다면 스마트폰 중독의 위험을 감소시킬 수 있을 것으로 판단된다. 따라서, 본 연구에서는 중학생들의 여가만족 및 여가제약과 스마트폰 중독수준을 알아보고 두 변인간의 관련성을 살펴보고자 한다. 또한, 자기효능감이 여가만족 및 여가제약과 스마트폰 중독수준과의 관계에서의 매개효과를 검증해 봄으로써 청소년들의 스마트폰 중독으로 인한 문제점을 예방하고 관리할 수 있는 대처 및 활용 방안을 모색해보고자 한다.

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 다음과 같은 연구 문제를 설정하였다.

첫째, 중학생들의 여가만족, 여가제약 및 자기 효능감은 스마트폰 중독에 영향을 미칠 것인가?

둘째, 중학생들의 자기 효능감은 여가만족과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개변수로 영향을 미칠 것인가?

셋째, 중학생들의 자기 효능감은 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개변수로 영향을 미칠 것인가?

본 연구는 2014년 8월 27일부터 9월 17일까지 서울시교육청 관할 11개 교육지원청별 1개 중학교를 임의로 선정(총 11개 중학교)한 후 2학년에 재학 중인 학생을 대상으로 실시되었다. 조사에 사용된 설문지는 선행연구를 바탕으로 개발되었으며, 본 연구 대상 및 목적에 부합하도록 수정·보완하여 사용하였다. 설문 조사는 담임교사가 학생들에게 연구의 목적과 취지를 설명한 후 교사의 지도하에 실시토록 하였으며, 총 700부를 배부하여 670부가 회수되었고 (회수율 95.7%), 이중 무성의하게 응답하거나 부실 기재된 설문지를 제외하고 총 570부를 최종 분석에 사용되었다. 본 연구 대상자의 일반적인 특성은 <table 1>과 같다.

[Table 1.] Socio-demographic characteristics of participants

Socio-demographic characteristics of participants

본 연구의 설문내용은 조사대상자의 여가활동 실태, 스마트폰 중독 정도, 자기효능감, 여가만족, 여가제약 등을 묻는 문항으로 구성되었다.

1) 스마트폰 중독

스마트폰 중독을 측정하기 위해 한국정보화진흥원이 개발하고 신뢰도와 타당도를 검증한 청소년 스마트폰 자가진단 척도를 사용하였다 (National information society agency, 2011). 이 척도는 총 15문항으로 구성되어 있으며, 일상생활장애, 가상세계지향성, 내성, 금단 등의 4개 하위영역으로 구성되었다. 각 문항은 4점 Likert 척도를 이용하여 측정하였으며, 점수가 높을수록 스마트폰 중독 수준이 높음을 의미한다. 스마트폰 중독 척도의 신뢰도 계수는 .892로 나타났다.

2) 여가만족 및 여가제약

여가만족과 여가제약을 측정하기 위해 한국청소년정책연구원의 연구조사에서 사용한 척도를 사용하였다 (National Youth Policy Institute, 2010). 여가만족 척도는 탐색적 요인분석을 통해 6개의 하위요인(교육적 만족, 정서적 만족, 신체적 만족, 환경적 만족, 자기계발, 사회적 만족)으로 나누었으며 <table 2>, 여가제약 문항은 총 13문항으로 대인적, 구조적, 개인적 제약의 3개 하위요인으로 구성하였다. 여가만족과 여가제약의 각 문항은 5점 Likert 척도를 이용하여 ‘전혀 그렇지 않다’를 1점부터 ‘매우 그렇다’를 5점까지 점수화 하였다. 여가만족도의 경우 점수가 높을수록 만족도가 높음을 의미하고, 여가제약의 경우 점수가 높을수록 여가활동 시 제약을 많이 느끼고 있음을 의미한다. 여가만족도 하위요인의 신뢰도 계수는 교육적 만족 .705, 정서적 만족 .835, 신체적 만족 .848, 환경적 만족 .791, 자기계발 .845, 사회적 만족 .772로 나타났으며, 여가제약 하위요인의 신뢰도 계수는 대인적 제약이 .761, 구조적 제약 .739, 개인적 제약 .615로 나타났다.

[Table 2.] Leisure satisfaction factor analysis

Leisure satisfaction factor analysis

3) 자기효능감

자기효능감 척도는 Kim (2006)이 수정하여 사용한 자기효능감 척도를 이용하여 측정하였다. 하위요인은 자기효능 자신감 (7문항), 자기효능 자기조절 (12문항), 자기효능 과제난이선호(5문항)으로 구성되었으며, 총 24문항이다. 각 문항은 6점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다 (1점)’부터 ‘매우 그렇다 (6점)’으로 점수화 하였으며, 점수가 높을수록 자기 효능감이 높음을 의미한다. 자기효능감의 하위요인별 신뢰도 계수는 자기효능 자신감 .860, 자기효능 자기조절 .915, 자기효능 과제난이선호 .713으로 나타났다.

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS Statistics 20.0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 각 측정도구의 신뢰도를 검증하고자 Cronbach’s α 계수를 산출하였으며, 여가만족 및 여가제약의 하위요인 구성 타당도를 분석하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 또한 조사대상자의 스마트폰 중독, 여가만족 및 여가제약의 관계를 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였다. 여가만족과 여가제약이 스마트폰 중독에 미치는 영향과 상대적인 영향력의 정도를 살펴보기 위해 사회적 배경인 성별과 용돈, 경제상황, 부모의 학력과 직업을 통제한 후 위계적 회귀분석(Hierarchical regression analysis)을 실시하였으며, 조사대상자의 여가만족 및 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 자기효능감의 매개효과를 검증하고자 3단계의 매개 회귀분석(Three-step mediated regression analysis)절차를 수행하였다 (Baron and Kenny, 1986). 1단계에서 독립변수과 종속변수에 미치는 영향력을 검증하고, 2단계에서는 독립변수가 매개변수에 미치는 영향력, 그리고 3단계에서는 독립변수와 매개변수가 종속변수에 미치는 영향을 검증하였다. 매개적 효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시하였다.

본 조사대상자들의 스마트폰 중독 정도를 알아본 결과는 <table 3>에 제시하였다. 조사대상자의 4.7%가 스마트폰 중독 고위험군, 17.7%가 잠재적 위험군으로 나타나 조사대상자의 22.4%가 스마트폰 중독 위험이 있는 것으로 나타났다. 특히, 여학생의 스마트폰 중독 정도가 고위험군 6.9%, 잠재적 위험군 21.8%으로 남학생의 고위험군 2.0%, 잠재적 위험군 12.6%보다 높은 경향을 보여 성별에 따른 유의적인 차이를 보였다.

[Table 3.] Prevalence of smart-phone addiction

Prevalence of smart-phone addiction

본 조사대상자의 여가활동 실태에 대한 조사 결과는 <table 4>에 제시한 바와 같다. 조사대상자 청소년들이 주로 참여한 여가활동은 TV 시청이나 낮잠과 같은 휴식활동이 27.9%로 가장 많았으며, 그 다음이 게임이나 인터넷 이용과 같은 오락활동 24.2%, 독서나 음악감상과 같은 취미활동이 17.5%의 순으로 나타났다. 참여한 여가활동은 성별에 따라 유의적인 차이를 보였는데, 남학생들의 경우 39.8%가 오락활동, 15.1%가 스포츠 참여활동이나 휴식활동을 한 반면, 여학생들의 38.1%가 휴식활동, 24.4%가 취미활동을 한 것으로 나타났다 (p<0.001).

[Table 4.] Leisure activity status of participants

Leisure activity status of participants

참여하고 싶은 여가활동으로는 조사대상자의 19.9%가 문화예술관람활동에 참여하길 원했으며, 16.9%가 취미활동, 16.1%가 휴식활동을 원하는 것으로 나타나 실제 참여하고 있는 여가활동과 차이를 보였다. 성별로 나누어 살펴보면, 남학생들의 경우 26.3%가 오락활동, 20.3%가 스포츠 참여활동에 참여하고 싶은 것으로 나타났으나 여학생들은 24.9%가 문화예술관람활동, 23.7%가 취미활동, 20.5%가 휴식활동을 원하는 것으로 나타나 성별에 따른 유의적인 차이를 보였다 (p<0.001). 여가활동을 함께 하는 사람이 누구인지를 묻는 질문에 53.5%의 학생들이 친구와 함께 라고 응답하여 가장 많았으며, 가족과 함께하는 경우가 26.3%, 혼자서 하는 경우가 19.4%로 나타났고, 성별에 따른 유의적인 차이는 보이지 않았다. 또한, 함께 여가활동을 하고 싶은 사람으로 57.5%의 학생들이 친구라고 응답하였으며, 가족과 함께 여가활동을 하고 싶은 학생도 28.5%로 나타났다.

주된 여가활동 장소를 알아본 결과 집에서 여가활동을 한다고 응답한 학생이 전체 38.0%로 가장 많았으며 그 다음이 야외공간(25.3%), 사이버나 모바일 공간(16.4%)의 순으로 나타났다. 특히, 남학생들의 경우 30.6%가 야외공간, 27.7% 집, 26.9% 사이버나 모바일 공간에서 여가활동을 한 반면 여학생들은 46.4%가 집, 21.0%가 야외공간, 18.3%가 실내 여가 공간에서 여가활동을 하는 것으로 나타나 성별에 따라 유의한 차이를 보였다 (p<0.001). 또한, 본 조사대상자들의 대부분(84.5%)이 스스로 원하는 여가활동을 하는 것으로 나타났으며, 성별에 따른 차이는 보이지 않았다.

조사대상자의 여가 만족도와 여가 제약 및 자기효능감 수준에 대한 성별 비교 결과는 <table 5>와 같다. 여가 만족도의 경우 정서적인 만족이 3.82점으로 가장 높았으며, 그 다음으로 환경적인만족이 3.63점, 사회적인 만족이 3.53점으로 높게 나타났으며, 신체적인 만족은 3.36으로 가장 낮게 나타났다. 여가 만족도 하위요인 중 정서적 만족이 남학생과 여학생에게서 4.00점과 3.71점으로 가장 높게 나타났으며, 그 다음이 환경적 만족으로 나타났다. 그러나 남학생의 여가만족도의 모든 하위요인 점수가 여학생보다 높았으며, 특히 남학생들의 교육적 만족(p<0.01), 정서적 만족(p<0.001), 신체적 만족(p<0.001), 자기계발(p<0.001), 사회적 만족(p<0.05)이 여학생의 점수보다 유의적으로 높은 것으로 나타났다.

[Table 5.] Leisure satisfaction, leisure constraint, and self-efficacy by gender

Leisure satisfaction, leisure constraint, and self-efficacy by gender

본 조사대상자는 여가활동 시 여가시설이나 프로그램, 비용 등의 구조적인 제약(2.56점)에 따른 여가제약을 가장 많이 느끼는 것으로 나타났으며, 개인적인 제약(2.34점)을 가장 적게 느끼는 것으로 나타났다. 또한, 성별에 따른 차이를 알아본 결과, 여학생의 구조적인 제약(p<0.001)과 개인적인 제약(p<0.01) 점수가 남학생과 비교하여 유의적으로 높게 나타났다.

전체 대상자의 자기효능감 유형별 평균 점수는 자기효능 자기조절이 3.89점으로 가장 높았고, 자기효능 자신감이 3.85점, 자기효능 과제난이선호가 3.23점으로 가장 낮았다. 남학생은 자기효능 자신감의 점수가 4.10점으로 가장 높았으며, 그 다음이 자기효능 자기조절로 3.91점인 반면, 여학생은 자기효능 자기조절이 3.88점으로 가장 높았고, 그 다음이 3.66점인 자기효능 자신감으로 나타났으며, 자기효능 자신감 점수의 경우 성별에 따른 유의적인 차이를 보였다(p<0.001).

조사대상자의 스마트폰 중독과 여가만족도, 여가제약 및 자기효능감의 각 하위요인별 상관관계를 분석한 결과, 스마트폰 중독과 자기효능감, 여가 만족도의 모든 하위요인 간에는 유의한 부의 상관관계를 보였고, 여가제약의 모든 하위요인과는 유의한 정의 상관관계를 보였다 <table 6>. 이는 자기효능감이나 여가 만족도가 낮을수록, 그리고, 여가제약이 높을수록 스마트폰 중독 위험이 높아짐을 의미한다.

[Table 6.] Correlation among self-efficacy, leisure satisfaction, leisure constraint, and smart-phone addiction

Correlation among self-efficacy, leisure satisfaction, leisure constraint, and smart-phone addiction

여가 만족도와 자기효능감과의 관계에서는 모든 하위요인에서 유의적인 정의 상관관계를 나타내어 여가 만족도가 높을수록 높은 자기효능감을 보였다. 또한, 여가 만족도와 여가제약과의 관계에서는 모든 하위요인에서 유의적인 부의 상관관계를 보여 여가 제약이 높을수록 여가활동에 대한 만족도가 떨어짐을 알 수 있었다.

여가 제약과 자기효능감과의 상관관계를 분석한 결과 여가제약의 대인적 제약과 자기효능감의 모든 하위요인이 유의적인 부의 상관관계를 나타내었으며, 구조적 제약은 자기효능 자신감과 자기효능 과제난이선호, 그리고, 개인적 제약은 자기효능 자신감과 유의적인 부의 상관관계를 나타냈다.

본 조사대상자들의 여가 만족 및 여가제약과 자기효능감이 스마트폰 중독에 미치는 영향력을 알아보기 위해 위계적 다중회귀분석을실시한 결과는 <table 7, 8>과 같다. 다중회귀분석 실시 전 변인들 간의 다중공선성의 여부를 진단하기 위해 공성진단(Collinearity diagnostics)을 실시한 결과, Durbin-Watson 값은 1.786-2.016로 2에 가깝고 0 또는 4와 가깝지 않으므로 잔차들 간에 상관관계가 없다고 판단되었다. 또한 모든 변수들의 VIF(분산팽창계수)값이 1.075-3.223으로 10이하의 값을 가지며, 공차한계(tolerance) 값이 모두 0.1 이상으로 다중공선성에는 문제가 없어 회귀모형을 적용하기에 적합하다는 것을 확인하였다 (Song, 2013).

[Table 7.] Effects of leisure satisfaction and self-efficacy on smart-phone addiction

Effects of leisure satisfaction and self-efficacy on smart-phone addiction

[Table 8.] Effects of leisure constraints and self-efficacy on smart-phone addiction

Effects of leisure constraints and self-efficacy on smart-phone addiction

먼저 여가만족과 자기효능감이 스마트폰 중독에 미치는 영향을 분석하기 위해 위계적 다중회귀분석 1단계에서는 여가만족을 독립변수로, 2단계에서는 여가만족과 자기효능감의 하위요인을 독립변수로 투입하여 분석한 결과, 회귀모델 I에서는 스마트폰 중독에 여가만족이 영향을 미치는 것(β=-.188, p<0.001)으로 나타났으며, 여가만족의 총 설명력은 12.5%였다 <Table 7>. 이는 학생들이 여가활동에 만족할수록 스마트폰에 중독이 감소하는 것을 의미한다. 독립변수로 자기효능감의 하위요인인 자신감, 자기조절, 과제난이선호를 추가로 투입한 모델 II의 경우 설명력은 21.4%로 모델 I보다 8.9% 정도 증가하였으며, 자기효능감 중 자신감(β=-.312, p<0.001)이 유의한 부적 영향을 보였다. 따라서, 여가만족은 스마트폰 중독을 억제하는 요인이며, 자신감과 같은 자기효능감이 스마트폰 중독을 완화시킬 수 있는 요인임을 알 수 있다.

그리고 여가제약과 자기효능감이 스마트폰 중독에 미치는 영향력을 알아본 결과 (table 8), 모델 I에서는 여가제약이 스마트폰 중독에 영향을 미치는 것(β=.330, p<0.001)으로 나타났으며, 여가제약의 총 설명력은 18.7%였다. 여가제약과 자기효능감의 하위요인을 모두 투입한 모델 II의 설명력은 24.1%로 5.4% 정도 증가 하였으며, 자기효능감의 하위요인 중 자신감(β=-.233, p<0.001)과 자기조절(β=-.119, p<0.01)이 스마트폰 중독에 유의적인 부적 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여가제약이 스마트폰의 중독을 유발하는 중요한 요인이며, 자신감이나 자기조절과 같은 자기효능감이 이를 완화시킬 수 있는 요인임을 의미한다.

자기효능감 하위요인중 스마트폰 중독에 유의한 영향력을 나타낸 자신감이나 자기조절이 여가만족 및 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개적인 효과를 나타내는지를 검증하기 위해 Baron과 Kenney(1986)의 모델을 근거로 세 단계 다중회귀분석을 실시하였다.

먼저 자기효능감 중 자신감이 여가만족과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개적인 효과를 나타내는지를 검증한 결과는 <table 9>과 같다. 자기효능 자신감의 매개효과 분석 첫 번째 단계로 여가만족이 자신감에 미치는 영향을 분석한 결과 정적인 영향을 미치는 것(β=.177,p<0.001)으로 나타났으며, 2단계에서는 독립변수인 여가만족이 종속변수인 스마트폰 중독에 유의적인 부적 영향을 미치는 것(β=-.211,p<0.001)으로 나타났다. 마지막 단계에서 독립변수인 여가만족과 매개변수인 자기효능 자신감을 동시에 투입하여 스마트폰 중독에 미치는 영향을 알아보기 위해 다중회귀분석을 실시한 결과, 통계적으로 유의미한 결과를 보였다. 특히 매개변수인 자기효능 자신감을 투입한 결과 여가만족이 스마트폰 중독에 미치는 영향력이 감소되었으며(β=-.139, p<0.01), 설명력은 12.6%에서 21.4%로 증가하여 자기효능감의 하위요인 중 자기효능 자신감은 여가만족과 스마트폰 중독간의 관계에 있어 부분적 매개효과가 있음을 확인하였다. 자기효능 자신감의 매개효과의 통계적 유의성을 Sobel test로 검증한 결과, Z값은 3.504 (p<0.001)로 α=.05 수준에서 임계치인 1.96보다 크게 나타나 매개효과가 유의하다는 것이 검증되었다.

[Table 9.] Mediating effects of self-confidence on the relationship between leisure satisfaction and smart-phone addiction

Mediating effects of self-confidence on the relationship between leisure satisfaction and smart-phone addiction

자기효능감 중 자신감과 자기조절이 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개적인 효과를 나타내는지를 검증한 결과는 <table 10>에 제시하였다. 첫 번째 단계에서 독립변수인 여가제약이 매개변수인 자기효능 자신감에 영향을 미치는 것(β=-.504, p<0.001)으로 나타났으며, 두 번째 단계에서 여가제약이 종속변수인 스마트폰에 유의적인 정적 영향을 미치는 것(β=.340, p<0.01)으로 나타났다. 마지막 단계에서 여가제약과 자기효능 자신감을 동시에 투입하여 다중회귀분석으로 스마트폰에 미치는 영향을 알아본 결과, 유의미한 결과를 보였다. 매개변수인 자기효능 자신감을 투입한 결과 여가제약에 의한 스마트폰 중독의 영향력이 감소하는 것(β=.224,p<0.01)으로 나타났으며, 설명력이 19.1%에서 23.4%로 증가하였다. 따라서, 자기효능감의 하위요인인 자기효능 자신감은 여가제약과 스마트폰 중독간의 관계를 부분적으로 매개하는 것으로 나타났으며, 이를 Sobel test를 실시하여 유의성을 검증한 결과에서도 Z값이 –3.940 (p<0.001)로 나타나 유의한 매개효과가 있음이 검증되었다.

[Table 10.] Mediating effects of self-confidence and self-regulatory efficacy on the relationship between leisure constraint and smart-phone addiction

Mediating effects of self-confidence and self-regulatory efficacy on the relationship between leisure constraint and smart-phone addiction

마지막으로 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 자기효능 자기조절감이 매개적 효과를 갖는지를 검증한 결과, 1단계에서 독립변수인 여가제약이 매개변수인 자기조절에 미치는 영향력이 유의하지 않아 매개효과 분석 조건에 만족하지 않는 것으로 나타나 자기효능감 중 자기조절은 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계에서 매개적 효과를 보이지 않음을 알 수 있었다.

본 연구는 청소년의 여가만족과 여가제약, 자기효능감이 스마트폰 중독에 미치는 영향을 알아보고, 여가만족과 여가제약에 따른 스마트폰 중독과의 관계에 있어 자기효능감의 매개효과를 검증하기 위해 실시되었다. 본 연구의 주요결과에 대한 논의는 다음과 같다.

첫째, 조사대상 중학생 중 남학생은 주로 오락활동, 여학생은 휴식 및 취미활동을 하면서 여가시간을 보내는 것으로 나타났으며 앞으로 하고 싶은 여가활동 유형으로는 남학생이 오락활동과 스포츠 관람 활동, 여학생이 문화예술관람활동이나 취미활동을 선호하는 것으로 나타나 실제 참여하는 여가활동 유형 및 선호하는 여가활동 유형에 있어 성별에 따른 유의적인 차이를 보였다. 이는 남학생의 경우 컴퓨터나 인터넷 게임과 같은 오락활동을, 여학생은 TV 시청이나 휴식과 같은 활동을 하며 여가시간을 보내는 것으로 나타난 연구결과 (Kim, Kim, & Jung, 2014)나 남학생은 스포츠 및 놀이 오락활동을, 여학생은 취미교양 분야의 여가활동을 선호하는 것으로 나타난 결과와 유사한 경향이다(Lee, Kang, Oh, Jeon & Kim 2002). 또한 여학생이 남학생에 비해 여가만족도가 낮으며 여가제약을 많이 느끼고 있는 것으로 나타났는데, 이는 여학생의 경우 남학생과 달리 선호하는 여가활동과 실제 참여하는 여가활동에 차이가 크게 나타난 결과와 관련이 있는 것으로 여겨진다. 특히, 여학생의 경우 대다수가 집이나 실내 공간에서 여가활동을 하고 있는 것으로 조사되어 실제 참여하는 여가활동 유형도 매우 제한적일 수 있기 때문에 이로 인해 스마트폰 중독율이 높을 것으로 예측된다. 이미 많은 연구에서 여성이 남성에 비해 스마트폰 중독율이 높으며 이는 여성이 스트레스 해소를 위해 더 오랜 시간 스마트폰을 사용하기 때문으로 보고하였다(Han & Hur, 2004; Hwang, Sohn, & Choi, 2011). 이는 소극적이고 비활동적 휴식활동 위주의 여가활동이 스마트폰의 과다사용에 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 우리나라 청소년들의 경우 상급학교 진학을 위해 학업에 쓰는 시간이 상대적으로 많아 여가 시간이 부족할 뿐아니라 비용부담 및 여가활동 정보의 부족으로 다양한 여가활동에 참여하지 못하고 있는 실정이다. 따라서, 청소년들이 건전한 여가활동에 대한 가치와 역할을 이해하고, 능동적으로 여가활동에 참여할 수 있도록 지도가 필요하다. 또한 여가활동 참여 동기나 선호에 대한 성별 차이를 고려하여 다양한 청소년 및 가족 여가프로그램이나 활동을 개발하고, 여가 관련 정보를 학생들에게 제공함으로써 청소년들의 적극적인 참여를 유도해야 할 것이다.

둘째, 중학생들의 여가만족 및 여가제약과 스마트폰 중독과의 관계를 조사한 결과, 여가만족은 스마트폰 중독과 부적상관관계를, 여가제약은 스마트폰 중독과 정적상관관계를 나타났다. 이는 여가활동에 만족도가 높은 청소년들의 경우 게임중독경향이 낮고 (Yoon, Kim, & Park, 2014; Sul & Lee, 2011), 여가제약을 많이 지각하는 청소년일수록 게임중독의 위험이 높다는 연구결과 (Lyu & Lee, 2013; Kim, Jeon, & Lee, 2008)와 유사한 경향을 보였으며, 대학생을 대상으로 한 Ryu(2014)의 연구에서도 여가만족도가 낮을수록, 여가제약을 많이 느낄수록 스마트폰 중독성향이 높았다고 보고되었다 (Ryu & Cho, 2014). 우리나라 청소년들은 학업에 대한 과도한 경쟁과 입시준비로 많은 학업 스트레스를 느끼고 있어 이를 해소하기 위한 다양한 여가활동이 필요함에도 불구하고 학교나 학원에서 학업 증진을 위해 많은 시간을 보내고 있어 여가활동을 위한 시간적 여유를 갖기 어려운 실정이다. 특히 본 연구결과에서 나타난 바와 같이 청소년의 경우 여가활동을 위한 시설 및 공간의 부족과 여가 프로그램의 부재 등의 구조적 제약을 많이 느끼고 있어 여가제약은 청소년들이 여가활동을 하는데 저해요인으로 작용할 뿐아니라 더 나아가 여가만족감에도 부정적인 영향을 미치게 될 것으로 여겨진다. 따라서, 청소년들의 건전한 여가활동 활성화를 위해서는 여가제약을 극복할 수 있도록 여가 환경적인 요인을 개선할 필요가 있다, 또한, 외적 동기 이외에도 자기관리 능력이나 성취에 대한 내적 동기 등도 인지된 여가제약을 극복하는데 긍정적인 역할을 하는 것으로 알려져 있어 (Hwan & Han, 2010) 청소년들의 자기관리 능력이나 성취 등의 내적 동기를 함양시킬 수 있는 교육도 필요할 것으로 판단된다.

본 연구결과에서 자기효능감은 스마트폰 중독과 부의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 여러 선행연구결과에서, 스마트폰 중독은 성별이나 연령, 환경적인 요인, 미디어의 기능이나 매체의 속성뿐 아니라 심리적인 성향에 의해서 영향을 받는다고 보고되고 있다 (Hwang, Sohn, & Choi, 2011; Kim, Kim, & Jeong, 2012). 특히 심리적인 성향 중 자기효능감이 낮을수록 스마트폰 중독 뿐 아니라 인터넷이나 게임 중독 등의 성향이 높게 나타나 스마트폰 중독을 예측하는 중요 요인으로 설명되고 있어 (Oum, 2010; Woo, 2007; Kim, Kim, & Jeong, 2012) 청소년들의 자기효능감은 여가제약 등의 외적요인에 인해 야기되는 스마트폰 중독 현상 예방에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 보인다.

셋째, 스마트폰 중독에 대한 여가만족 및 여가제약의 영향을 살펴본 결과, 여가만족 및 여가제약은 스마트폰 중독에 유의미하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 청소년들이 다양한 여가제약으로 인해 여가활동에 참여하지 못하는 경우 여가 만족에 부정적인 영향을 미칠뿐 아니라 (Song & Yeo, 2004), 학업이나 또래관계에서 유발되는 스트레스를 제때 해소하지 못하는 경우 스트레스를 미디어의 과다 사용이나 사이버 비행으로 해소하는 경향이 높다는 선행연구 결과(Kim, Jeon, & Lee, 2008)와 유사한 경향이다. 이러한 결과는 청소년들에게 다양한 여가 프로그램과 활동을 제공하여 참여를 유도함으로써 여가활동에 대한 만족을 높이고, 청소년들의 여가활동을 막는 여러 제약 원인을 완화시킨다면 스마트폰 중독위험을 줄일 수 있음을 시사한다.

자기효능감을 함께 투입하여 스마트폰 중독에 미치는 상대적인 영향력을 살펴본 결과, 자기효능감의 하위요인 중 자신감과 자기조절능력은 스마트폰 중독에 유의한 부적 영향력을 미치는 것으로 나타났으며, 여가만족과 여가제약에 따른 영향력을 감소시켰다. 이상의 결과를 통해 청소년들이 여가에 대한 제약을 많이 느끼고 만족한 여가활동을 영위하지 못할 때 그 대체 활동으로 스마트폰을 과다 사용함으로써 야기되는 중독현상은 자신감과 자기조절능력 등의 자기효능감을 향상시켜 줌으로써 예방될 수 있을 것으로 예측된다.

더 나아가 여가만족과 여가제약은 스마트폰 중독에 직접적인 영향을 미치는 동시에 자기효능감을 매개로 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나 부분매개 효과가 있음을 확인하였다. 즉 여가 만족이나 여가 제약이 스마트폰 중독에 미치는 영향을 자기효능감 중 자신감이 매개하여 중독정도를 감소시키는 효과가 있음을 의미한다. Lee의 연구(2012)에 의하면 여가만족 중 심리/휴식적 여가만족, 환경적 여가만족, 교육적 여가만족이 자기효능감에 유의적인 영향을 미치는 것으로 나타난바 있으며, 생활체육대회에 참여하는 사람들의 경우 참여하지 않은 사람들에 비해 여가활동에 대한 만족도뿐 아니라 자기효능감 역시 높은 것으로 보고되었다 (Lee & Kim, 2012). 이에 청소년들을 여가활동에 참여하게 함으로써 여가만족도를 높이게 되면 과도한 학업이나 또래관계에서 유발되는 스트레스나 긴장을 완화시킬 뿐 아니라 정신건강에 긍정적인 영향을 미침으로써 자기효능감을 높일 수 있을 것으로 여겨진다. 그러나 모든 여가활동이 스트레스 대처에 긍정적인 영향을 주는 것은 아니며 주로 신체적 활동이나 가족 스포츠 여가활동 등의 능동적인 여가활동의 경우 생활 만족도를 높이고 자신감이나 대인관계능력을 향상시키는 효과가 큰 것으로 알려져 있다 (Lee, Yoon & Cho, 2009; Kim & Lim, 2011). 따라서 제한된 시간과 공간 안에서도 즐길 수 있는 다양한 스포츠 활동 등의 능동적 여가프로그램이 개발되어 적극 활용된다면 신체적 건강 뿐 아니라 정서적 안정을 도모하여 무분별하게 습관적으로 스마트폰을 사용하는 중독현상은 예방될 수 있을 것이다.

본 연구는 중학생의 스마트폰 중독에 영향을 미치는 여가만족 및 여가제약, 자기효능감의 상호관련성과 영향력을 설명하고 자기효능감 중 자신감에 따른 매개효과를 검증하기 위해 실시되었으며, 다음과 같은 결과를 도출하였다. 첫째, 중학생들의 여가만족도가 높아질수록 스마트폰 중독의 수준이 낮아지는 부적 상관관계를 나타났으며, 여가제약이 높아질수록 스마트폰 중독의 수준이 높아지는 정적 상관관계를 나타냈다. 이상의 결과를 통해 청소년들의 스마트폰 중독위험을 감소시키기 위한 방안으로 학교와 지역사회에서 충분한 여가 시간을 확보하고, 여가 공간과 청소년들의 발달 특성에 적합한 다양한 여가활동 프로그램을 개발하여 청소년들이 여가활동에 만족할 수 있도록 적극적인 참여를 유도해야 할 것이다. 둘째, 자기효능감 중 자신감이 스마트폰 중독 수준과 부적 상관관계를 보이는 것으로 나타나, 청소년들의 자기효능감을 높임으로써 스마트폰 중독 위험을 줄이기 위한 다양한 교육 프로그램 개발의 필요성이 제기되었다. 셋째, 여가만족도 및 여가제약과 스마트폰 중독간의 관계에 있어 자기효능감이 부분매개효과가 있음을 확인하였다. 따라서 스마트폰 사용을 강압적으로 규제하기 보다는 능동적인 여가활동을 통해 청소년들의 자기효능감을 향상시켜줌으로써 스스로 스마트폰 사용을 조절할 수 있는 능력을 함양시키기 위한 지속적인 교육과 지원이 필요하다.

본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 서울지역에 거주하는 중학생들만을 대상으로 하였기 때문에 본 연구의 결과를 다른 지역이나 인구학적 배경을 갖고 있는 집단에 일반화시키기에 제약이 있으며, 둘째, 매개효과를 분석하기 위해 횡단적 자료를 근거로 하여 연구모형을 구축하였으나, 횡단적 자료의 경우 인과관계를 밝히는데 있어 제한점이 있다. 따라서 추후에는 좀 더 표집대상을 확대하고 연구방법 등을 보완한 연구가 진행되어야 한다. 아울러 자기효능감을 높이고 바람직한 스마트폰 사용을 위한 여가활동 및 프로그램 등의 개발 및 그 효과를 검증하는 연구가 후속될 필요가 있을 것이다.