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Asian J Beauty Cosmetol > Volume 20(2); 2022 > Article
액티브 시니어의 여가활동과 외모관리의 관계에서 신체자신감의 매개적 역할

요약

목적

본 연구는 액티브 시니어의 신체적 여가활동 참여동기가 외모관리태도 및 행동에 미치는 인과적 관계를 탐색하고, 신체자신감의 매개효과를 검증하는 데 목적이 있다.

방법

연구대상은 신체적 여가활동에 참여한 경험이 있는 50대 이상인 자로 선정하였다. 총 215부의 자료가 분석에 사용되었고, 단일회귀분석, 다중회귀분석, 부트스트래핑 기반의 매개효과 검증을 수행하였다.

결과

여가활동의 쾌락적 참여동기는 신체자신감과 외모관리태도에 모두 유의한 영향을 미친 반면에 실용적 참여동기는 유의한 영향을 미치지 못하였다. 또한 쾌락적 참여동기가 외모관리태도에 미치는 경로에서 신체자신감의 매개적 역할이 검증되었다. 마지막으로 외모관리태도는 모든 외모관리행동과 유의한 정적 관계에 있는 것으로 확인되었다.

결론

성공적인 노화가 중요해진 초고령화 시대에 여가활동과 뷰티의 연관성을 탐색하였다는 점에 학술적 의의가 있으며, 여가 및 뷰티산업의 시니어 마케팅 전개시 유용한 자료로 활용될 수 있을 것이다.

Abstract

Purpose

This study explores the causal relationship between active seniors’ participation in physical leisure activities on their appearance management attitude and behavior and verifies the mediating effect of physical confidence.

Methods

The study subjects were in their 50s or older and had participated in physical leisure activities. In total, 215 data were used for the analysis. Additionally, single regression analysis, multiple regression analysis, and bootstrapping-based mediating effect verification were performed.

Results

The hedonic participation motive of leisure activities had a significant effect on physical confidence and appearance management attitude. However, the practical participation motive had no significant effect. Moreover, the mediating role of physical confidence in the path of hedonic participation motivation on appearance management attitude was verified. Finally, the appearance management attitude had a significant positive relationship with all appearance management behavior.

Conclusion

This study is academically significant in that it explores the relationship between leisure activities and beauty in the era of super-aging, where successful aging has become increasingly important. Additionally, it offers useful data for senior marketing in the leisure and beauty industries.

中文摘要

目的

本研究探讨活跃老年人参与体育休闲活动对其外表管理态度和行为之间的因果关系,并验证身体自信的中介作用。

方法

研究对象年龄在50岁以上,参加过体育休闲活动。总共使用了215个数据进行分析。此外,还进行了单回归分析、多元回归分析和基于自举的中介效应验证。

结果

休闲活动的享乐参与动机对身体自信和外表管理态度有显着影响。然而,实际参与动机没有显着影响。此外,还验证了身体自信在享乐参与动机路径中对外表管理态度的中介作用。最后,外表管理态度与所有外表管理行为均呈显着正相关关系。

结论

这项研究具有学术意义,因为它探讨了超老龄时代休闲活动与美丽之间的关系,在这个时代,成功老龄化变得越来越重要。此外,它还为休闲和美容行业的高级营销提供有用的数据。

Introduction

지속적인 사회활동을 중요하게 생각하는 액티브 시니어의 등장으로 현대인들의 노년기에 대한 인식이 바뀌고 있다. 액티브 시니어는 베이비부머 세대가 은퇴한 이후 그들의 생활패턴이 자기 자신에게 집중되는 점에 주목하여 만들어진 용어로, 50대와 60대에 속하는 중장년 소비자로 정의된다(Lee, 2021). 그들은 사회적으로 활발한 교류를 원하고 패션과 유행에 민감하며, 배움과 건강관리에 대한 욕구도 높은 편으로, 자신의 경제력을 바탕으로 한 성공적인 노화를 추구하는 점이 특징적이다. 액티브 시니어에게 있어 성공적인 노화란 신체적 기능과, 심리적, 사회적 적응의 수준이 높고 삶에 대한 만족도가 높은 상태로, 건강한 삶을 살기 위한 필수적인 요소이다(Han & Ha, 2017).
액티브 시니어는 은퇴 이후에도 자신이 원하는 성공적인 삶을 영위하기 위해 시간과 경제적 투자는 물론 삶을 보다 주체적으로 이끌어 나간다는 점에서 과거의 실버세대들과 구별된다. 소비에 있어 보수적이고 소극적이었던 과거의 실버세대와는 달리 액티브 시니어는 적극적인 소비를 중시한다. 필요에 의한 소비와 더불어 문화생활, 여가활동과 같은 개인의 즐거움을 위한 소비에도 적극적이다. 특히 여가활동의 경우, 단순히 쾌락적 차원에 그치는 것이 아니라 노년기에 유발되는 신체적, 심리적 문제를 완화할 수 있는 해결책으로 작용되기 때문에 참여율이 나날이 증가하고 있다(Janssen, 2004; Standridge et al., 2020). 실제로 이들의 여가활동 참여율은 연간 17-19회로, 20-40대의 연간 참여율 19-21회와 비교해도 큰 차이가 나지 않으며, 종교, 친목, 여행, 운동, 문화생활 등 다양한 유형의 여가활동을 즐기는 것으로 보고되었다(Jeon, 2019).
여가활동은 정신적, 신체적, 사회적 활동으로 각각 분류할 수 있는데, 정신적 활동에는 종교, 교양, 학습 등이 해당되며, 신체적 활동에는 실내외 스포츠 등, 사회적 활동에는 봉사활동 등이 포함된다(Han & Ha, 2017). 그 중에서도 무용, 골프 등과 같은 신체적 여가활동은 시니어의 체력 및 대사기능 향상과 더불어 심리적 요인들까지 향상시킨다는 점에서 매우 중요한 의미를 지닌다(Kim, 2013; Seo et al., 2017). 이와 관련하여 Blake et al. (2009)은 노년기에 신체를 활용한 운동은 건강 증진, 체력 향상, 나아가 우울 및 불안 감소와 자신감 향상에 긍정적인 영향을 미친다고 밝혔다. 또한 시니어들이 여가활동을 통해 경험하는 신체적 변화는 건강 회복과 외모 및 동작 태도의 변화로, 시니어들의 항노화 욕구를 해소함으로써 사회적 관계 형성을 위한 자신감 회복에도 도움을 준다(Kwak, 2010). 더욱이 시니어가 신체적 여가활동에 참여하는 정도는 자아존중감과 심리적 행복감에 영향을 미치며(Hyun & Jung, 2013), 신체에 대한 자기지각이 높아질수록 자신감이 향상되어 문화, 소비 및 사회 전반에 걸친 활동이 활발해지는 것으로도 보고되었다(Lee & Kang, 2020).
여가활동은 사회적 관계망을 형성함으로써 자연히 외부활동에 집중되기 때문에 사람과의 관계에 초점이 맞추어질 수밖에 없다(Han & Ha, 2017). 따라서 여가활동은 사교생활의 일환이라 할 수 있으며, 타인과의 사회적 상호작용을 통해 이루어지므로 여가활동 참여자들은 대개 자신의 외모를 의식하게 된다(Lee et al., 2020; Jeon, 2019). 특히 현대의 시니어들은 자기만족과 더불어 사회생활에서 타인에게 보여지는 외관을 중요시하기 때문에 여가활동시 외모에 더 많은 관심을 보인다(Kim et al., 2012). 그러나 기존에 보고된 시니어 대상의 여가활동 관련 연구는 삶의 만족, 자기효능감, 자아존중감과 같은 심리적 변인과의 관계를 검증한 경우가 많았다(e.g., Lee et al., 2020; Seo et al., 2017). 시니어 소비자의 여가활동과 외모의 직접적인 관계를 살펴본 연구로는 외모와 여가활동, 삶의 질의 연관성을 탐색한 Jeon (2019)의 연구와 여가활동 몰입경험이 패션 자신감과 외모만족을 매개로 하여 주관적 행복감에 미치는 영향을 검증한 Seon et al. (2021)의 연구가 있다.
본 연구에서는 액티브 시니어의 여가활동 참여동기와 외모관리의 인과관계를 살펴보고자 한다. 선행연구에 따르면 여가활동 참여동기는 행동을 할 의도가 결여된 무동기, 외적 압력이나 보상에 의해 행동하는 외재적 동기와, 개인의 재미나 만족을 위해 행동하는 내재적 동기의 세 가지로 구분된다(Ryan & Deci, 2000). 액티브 시니어는 자주적이고 능동적인 성향이 강한 계층으로, 건강과 아름다움에 대한 욕구가 높아 항노화를 위한 다양한 활동을 한다(Lim, 2014). 이러한 특징으로 미루어 보았을 때, 신체적 여가활동 또한 분명한 목표의식과 의지를 갖고 참여했을 것으로 예상된다. 따라서 본 연구는 신체적 여가활동 참여동기를 무동기를 제외한 외재적 동기와 내재적 동기로 구분하였고, 어떠한 동기가 외모관리태도에 더 영향을 미치는지 검증하고자 하였다. 특히 신체적 여가활동 참여동기가 외모관리태도에 미치는 경로에서 신체자신감이 매개적 역할을 할 것으로 보았다. 신체자신감이란 자신의 신체나 외모에 대한 평가이자, 자신의 신체에 대해 가지는 태도나 느낌으로 정의된다(Mendelson et al., 2001). Yoo (2010)의 연구에 의하면 학생과 교수의 상호작용과 무용태도의 관계를 신체자신감이 매개하는 것으로 나타났으며, 자신감과 태도의 인과적 관계가 확인되었기에 본 연구에서도 신체자신감의 매개적 역할이 가능할 것으로 보았다.
본 연구의 목적은 액티브 시니어의 신체적 여가활동 참여동기와 외모관리태도의 관계와 더불어 신체자신감의 매개효과를 검증하고, 궁극적으로 외모관리행동에 미치는 인과적 단계를 탐색하는 것이다. 성공적인 노화가 중요해진 초고령화 시대에 발맞춰 여가활동과 뷰티영역의 연관성을 탐색하였음에 학술적 기여가 있으리라 예상되며, 본 연구가 여가 및 뷰티산업의 시니어 마케팅 전개시 유용한 자료로 활용되기를 기대한다.

Methods and Materials

1. 연구문제

본 연구는 액티브 시니어의 여가활동 참여동기가 신체자신감, 외모관리태도 및 외모관리행동에 미치는 영향을 알아보고, 신체자신감의 매개적 역할을 실증적으로 검증하고자 하였다. 이에 다음과 같이 연구문제를 설정하였다.
연구문제 1. 액티브 시니어의 여가활동 참여동기와 외모관리행동의 하위요인을 알아본다.
연구문제 2. 액티브 시니어의 여가활동 참여동기가 신체자신감과 외모관리태도에 미치는 영향을 알아본다.
연구문제 3. 액티브 시니어의 신체자신감이 외모관리태도에 미치는 영향을 알아본다.
연구문제 4. 액티브 시니어의 참여동기와 외모관리태도의 관계에서 신체자신감의 매개효과를 알아본다.
연구문제 5. 액티브 시니어의 외모관리태도가 외모관리행동에 미치는 영향을 알아본다.

2. 측정도구, 자료수집 및 분석방법

연구에 사용된 측정문항들은 선행연구에서 추출한 뒤, 연구 목적에 부합하도록 수정 및 보완하였으며, 6점 리커트 척도로 측정되었다. 여가활동 참여동기는 외재적 동기와 내재적 동기를 고려해 활동지향, 목표지향, 학습지향, 취미지향의 4가지 측면을 포함하여 9문항으로 구성되었다. 외모관리행동은 피부관리, 메이크업, 체형관리, 미용성형, 스타일링 항목을 종합한 15문항으로 구성되었다.
외모관리태도와 신체자신감은 각각 3문항으로 구성되었다. 외모관리태도는 외모관리가 자신에게 어느 정도로 가치가 있는지에 대한 문항으로 이뤄졌으며, Cronbach's α 신뢰도 계수는 0.815로 신뢰할만한 내적일관성을 보였다. 신체자신감의 경우 자신의 신체 이미지를 어떻게 지각하는지 매력도를 측정하도록 하였고, Cronbach's α 신뢰도 계수도 0.774로 기준치를 충족하였다.
연구대상은 무용, 골프, 수영, 모델 교육과 같은 신체를 주로 활용하는 여가활동에 참여한 경험이 있는 50대 이상인 자로 정하였다. 여가 프로그램을 운영 중인 기관들에 설문지를 배포하여 2020년 6월 29일부터 2020년 8월 28일까지 약 두 달간 자료를 수집하였다. 총 300부의 설문지를 배부하여 223부를 회수하였으며, 불성실한 응답을 제외한 215부가 분석에 활용되었다.
자료 분석 방법은 SPSS 25.0 통계 패키지를 사용하여 Varimax 회전에 의한 탐색적 요인분석을 실시하고 신뢰도 검정(Cronbach's α)을 진행하였다. 이후 각 변수 간 영향 관계를 살펴보기 위해 단일회귀분석과 다중회귀분석을 실시하였으며, 응답자의 인구통계적 특성을 살펴보았다. 매개효과 분석은 SPSS Process Macro 3.5를 사용하여 부트스트래핑 기반의 매개효과 검증을 진행하였고(Hayes, 2013), 간접 효과의 유의성은 신뢰구간 내 0을 포함하지 않을 시 유의한 것으로 판단하였다.

3. 응답자의 인구통계적 특성

설문 응답자 중 여성이 86% (n=185)였고 연령은 50대가 51.2% (n=110)였다. 60대가 94명(43.8%), 70대 8명(3.7%), 80대 3명(1.4%) 정도였다. 월평균 소득의 경우, 100만원 미만이 14명(6.5%), 100만원 이상 200만원 미만이 26명(12.1%), 200만원 이상 300만원 미만 41명(19.4%), 300만원 이상 400만원 미만 30명(14.0%), 400만원 이상 500만원 미만 30명(14.0%), 500만원 이상이 74명(34.4%)이었다. 학력은 4년제 대학 졸업자(n=104; 48.4%)가 가장 많은 비중을 보였다. 직업은 무직 및 은퇴가 116명(54.0%)으로 가장 많은 비중을 차지하였고, 자영업 39명(18.1%), 전문직 및 자유직 35명(16.3%), 사무직이 12명(5.6%), 서비스직 10명(4.7%), 기타 3명(1.4%)의 순으로 나타났다.

Results and Discussion

1. 액티브 시니어의 여가활동 참여동기 하위요인과 외모관리행동 하위요인 추출

여가활동 참여동기의 하위요인 추출을 위해 Varimax 직각회전을 통한 주성분 분석을 실시한 결과, Table 1과 같이 2개의 요인이 도출되었다. 전체 9문항 중 2문항이 요인부하량의 기준치 불충족으로 제거되어 7문항이 적용되었다. 표본 검정 결과, KMO 측도는 0.775, Bartlett의 구형성 검증치도 χ2=605.168 (df=21, p<0.001)로 나타나 요인분석에 적합한 것으로 확인되었고, 전체 변량은 68.135%의 설명력을 보였다. 요인 1의 요인부하량은 0.701-0.893에 분포하였으며, 고유 값은 3.569였고, 설명변량은 47.706%였다. 내재적 참여 동기 중에서도 기분 전환, 스트레스 해소, 취미생활 등 개인의 유흥에 관한 문항으로 구성되어 '쾌락적 동기'로 명명하였다. 요인 2의 요인부하량은 0.832-0.874로 나타났고, 고유치는 1.500이었다. 설명 변량은 21.430%였으며, 외재적 참여동기 중 취업 및 직업 유지, 자격증 및 학위 취득 등 실용성과 관련된 문항으로 이루어져 '실용적 동기'로 명명하였다. Cronbach's α 신뢰도 계수의 경우, 각각 요인 1이 0.868, 요인 2는 0.641로 기준치를 충족하였다.
외모관리행동의 하위요인 추출을 위해 마찬가지로 Varimax 직각 회전을 통한 주성분 분석을 실시한 결과, 4개의 요인이 확인되었다(Table 2). 15문항 중 3문항이 기준치를 충족하지 못하여 제거되었으며, 12문항이 적용되었다. 표본의 적합성 검정 결과를 살펴보면 KMO 측도가 0.825였으며, 구형성 검증치도 Bartlett의 구형성 검증치도 χ2=873.285 (df=66, p<0.001)로 나타나 적합한 것으로 확인되었다. 요인 4개의 전체 변량은 68.632%의 설명력을 가졌으며, 모든 요인의 Cronbach's α 신뢰도 계수는 0.675-0.817에 분포하여 신뢰할 만한 수준을 보였다. 요인 1은 외모관리를 위해 성형 또는 시술한 경험이 있는가에 관한 문항들로 구성되어 '미용성형'으로 명명하였다. 요인부하량은 0.781-0.808로 분포하였으며, 고유치는 2.275, 설명변량은 18.959%였다. 요인 2의 요인부하량은 0.763-0.838로 나타났으며, 화장에 관한 문항들이 포함되어 '메이크업' 요인으로 명명하였다. 고유치는 2.139, 설명변량은 17.823%로 나타났다. 요인 3은 의복과 헤어스타일에 관한 문항으로 구성되어 '스타일링'으로 명명하였고, 요인부하량은 0.685-0.799로 나타났다. 고유치는 1.932, 설명변량은 16.101%였다. 마지막으로, 요인 4는 체형 관리와 관련한 문항들로 구성되어 '체형관리'로 명명하였으며, 요인부하량이 0.675-0.818로 분포하였고 고유치는 1.890, 설명변량은 15.749%였다.

2. 참여동기가 신체자신감, 외모관리태도에 미치는 영향

여가활동 참여동기가 신체자신감과 외모관리태도에 미치는 영향을 각각 검증하기 위해 다중회귀분석을 시행하였다(Table 3). 먼저, 독립변수 간의 다중공선성을 살펴보면 VIF 값이 모두 1.020으로 나타나 다중공선성의 문제가 없음을 확인하였다. 이어서 여가활동 참여동기가 신체자신감에 미치는 영향을 살펴보면, Durbin-Watson 통계량이 1.917로 기준치인 2에 근사한 값을 보여 잔차의 독립성을 충족하는 것으로 평가되었다. 회귀계수의 유의성 검증 결과에서는 여가활동 참여동기 중 쾌락적 동기는 신체자신감(β=0.168, p<0.05)에 정적으로 유의한 영향을 미쳤으나, 실용적 동기는 신체자신감(β=0.099, p=0.146)에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 쾌락적 동기가 크게 작용할수록 신체자신감도 상승함을 보여준다.
여가활동 참여동기가 외모관리태도에 미치는 영향을 살펴본 결과, Durbin-Watson 통계량이 2.161로 나타나 변수의 오차항 간 자기상관의 문제가 없는 것으로 확인되었다. 회귀계수의 유의성 검증 결과에서는 여가활동 참여동기 중 쾌락적 동기가 외모관리태도(β=0.187, p<0.01)에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 쾌락적 동기가 상승할수록 외모관리태도도 높아지고 있음을 나타낸다. 반면, 실용적 동기는 외모관리태도(β=-0.026, p=0.701)에도 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 규명되었다.

3.신체자신감이 외모관리태도에 미치는 영향

신체자신감이 외모관리태도에 미치는 영향을 살펴보기 위해 단순회귀분석을 실시하였으며, 결과는 Table 4에 제시하였다. 먼저, Durbin-Watson 통계량이 2.168로 나타나 오차항 간 자기상관의 문제가 없음을 확인하였다. 이어서 회귀계수의 유의성 검증 결과, 신체자신감은 외모관리태도(β=0.346, p<0.001)에 통계적으로 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 신체자신감이 상승될수록 외모관리태도 또한 상승됨을 의미하는 결과라 할 수 있다.

4. 신체자신감의 매개효과 검증

본 연구는 여가활동 참여동기와 외모관리태도의 관계에서 신체자신감이 매개적 역할을 수행할 것이라 예상하였다. 이에 Hayes (2013)가 제시한 SPSS Process Macro의 단순매개모형 Model 4를 통해 신체자신감의 매개효과를 검증하였다. 부트스트래핑 재샘플링 수는 5,000번으로 지정하였고, 검증 결과는 Table 5와 같다. 단순매개효과를 분석한 결과, 여가활동 참여동기 중 쾌락적 동기가 외모관리태도에 미치는 영향 관계에서 신체자신감이 매개변수로 투입되었을 때, 간접효과 계수가 0.051로 나타났다. 간접경로에 대한 부트스트래핑 95% 신뢰구간에서는 LLCI=0.002, ULCI=0.118로 나타나 0을 포함하지 않았으므로, 신체자신감의 매개효과는 유의한 것으로 확인되었다. 반면에 실용적 동기는 앞서 진행하였던 회귀분석 결과에서 신체자신감과 외모관리태도 모두에 유의한 영향을 미치지 않았다. 따라서 매개효과 검증의 전제조건에 부합하지 않기에 신체자신감은 매개역할을 수행하지 않을 것이라 예상할 수 있으며, 실제로 부트스트래핑 95% 신뢰구간 내 0이 포함되어(LLCI=-0.009, ULCI=0.042) 매개효과가 유의하지 않은 것으로 확인되었다.

5. 외모관리태도가 외모관리행동에 미치는 영향

외모관리태도가 외모관리행동에 미치는 영향을 규명하기 위해 단순회귀분석을 실시하였으며, 검증 결과는 Table 6에 제시하였다. 먼저, 외모관리태도는 미용성형 요인에 β=0.355, p<0.001 수준에서 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. Durbin-Watson 통계량도 2에 근사한 1.808로 나타나 잔차의 독립성 가정에 문제가 없음을 확인하였다. 또한 외모관리태도는 메이크업 요인(β=0.277, p<0.001)과 스타일링 요인(β=0.226, p<0.01)에 유의한 정적 영향을 미쳤으며, Durbin-Watson 통계량은 각각 1.941, 1.969로 나타나 변수의 오차항 간 자기상관은 없음을 알 수 있었다. 마지막으로, 외모관리태도는 체형관리에도 유의한 영향(β=0.481, p<0.001)을 미쳤고, Durbin-Watson 통계량은 1.962로 나타나 잔차의 독립성을 만족하였다. 이를 종합하여 살펴보면 외모관리태도는 체형관리 요인, 미용성형 요인, 메이크업 요인, 스타일링 요인의 순으로 크게 영향을 미침을 알 수 있다.

Conclusion

본 연구는 액티브 시니어의 신체적 여가활동 참여동기에 어떠한 요인들이 있는지 알아보고 이들 요인이 외모관리에 미치는 영향을 탐색하고자 하였다. 여가활동 참여동기의 하위요인 중 어떠한 요인이 외모관리태도에 더 큰 영향력을 보이는지, 그리고 외모관리태도는 외모관리행동에 어떠한 영향을 미치는지 확인하였다. 여가활동 참여동기가 외모관리태도에 미치는 관계에서 신체자신감을 매개변수로 가정하였으며, 이를 투입하였을 때 과연 매개적 역할을 수행하는지도 살펴보고자 하였다.
여가활동 참여동기의 하위요인 도출을 위해 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 기분전환, 스트레스 해소와 관련한 쾌락적 동기, 생계 유지 및 자격증 취득 등의 목표성취를 기반으로 하는 실용적 동기로 구분되었다.
여가활동의 참여동기 중 쾌락적 동기는 신체자신감과 외모관리태도에 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 반면에 실용적 동기는 신체자신감과 외모관리태도에 유의한 영향을 미치지 못하였다. 신체적 여가활동에 참여하는 대다수의 액티브 시니어들은 어떠한 목적을 성취하기 보다는, 기분전환을 위한 취미생활의 일환으로써 여가활동에 참여하는 경향이 높다는 것을 의미한다. 시니어들이 여가활동에서 경험하는 즐거움 요인이 심리적 만족감과 행복감에 미친다고 하였던 선행연구 결과로 미루어보면(e.g., Kwak, 2010; Lee et al., 2020), 액티브 시니어가 기존 시니어 세대와는 달리 자주적이고 개인의 유흥을 위한 소비에 적극적인 계층임을 확인하는 결과라 할 수 있다. 신체자신감을 매개변수로 투입하여 단순매개효과를 살펴본 결과, 신체자신감은 쾌락적 동기가 외모관리태도에 미치는 영향만을 매개하는 것으로 나타났다.
외모관리행동은 성형 및 시술에 관한 문항으로 이루어진 미용성형 요인, 화장과 관련한 메이크업 요인, 의복과 헤어스타일에 관한 스타일링 요인, 체형과 관련된 체형관리 요인의 네가지 요인으로 구성되었다. 외모관리행동의 경우 미용성형 요인의 설명변량이 가장 높았으며, 다음으로 메이크업, 스타일링, 체형관리의 순이었다. 이와 같은 외모관리행동은 외모관리태도에 유의한 영향을 받는 것으로 타나났는데, 특히 외모관리행동 중에서도 체형관리 요인, 미용성형 요인, 메이크업 요인, 스타일링 요인의 순으로 크게 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 의복선택, 메이크업, 헤어 및 피부관리, 체중관리 및 미용성형의 순으로 나타났던 Kim et al. (2012)의 연구와는 다소 상반된 결과이며, 운동능력이 뷰티관리행동에 부적인 영향을 보였던 Jo & Kim (2019)의 연구와는 유사한 맥락에 있다고 할 수 있다. Jo & Kim (2019)에 의하면 체육활동을 통해 자신의 체형을 긍정적으로 지각할수록 자신에 대한 평가가 높아지기 때문에 뷰티관리행동이 상대적으로 낮아진다고 하였다. 이를 고려하면 웰빙인식에 초점을 두어 건강과 아름다움을 포괄적으로 다룬 Kim et al. (2012)과 달리 본 연구는 신체적 여가활동에 주목하였기에 여가종목이나 환경의 영향이 개입했을 수 있으므로 본래의 목적인 체형관리에 더 많은 영향을 미친 것으로 판단된다. 그러므로 기업에서는 액티브 시니어의 신체적 여가활동에 적합한 체형 보조 제품과 가벼운 사용감의 뷰티 제품을 제시하는 등 액티브 시니어의 운동 효과에 초점을 맞춘 전략을 모색하는 것이 바람직할 것으로 보인다. 또한 그동안 기업에서는 시니어 관련 제품으로 의료기기와 건강보조식품 등에 초점을 맞춰 다소 제한된 양상 보여왔으나 주도적으로 삶을 개척하는 액티브 시니어의 등장은 시니어 시장의 확대를 시사하고 있다. 본 연구결과에서도 액티브 시니어들은 여가활동을 특별한 목적이 아닌 유흥을 동기로 참여하는 경향이 높았고, 외모관리에 많은 관심을 두는 것으로 나타나 달라진 시니어의 라이프스타일을 방증하고 있다. 따라서 기업에서는 시니어 대상의 다양한 상품과 서비스를 구색하여 시장의 변화에 대비해야 할 것으로 보인다.
이상의 결과를 종합하면 쾌락적 동기가 높을수록 신체에 대한 자신감과 외모관리태도가 상승되며, 상승된 태도는 외모관리행동에 큰 영향을 미칠 수 있음을 나타낸다. 또한 연구결과에 의하면 신체에 대한 자신감이 참여동기와 외모관리태도의 관계를 더욱 향상시킬 매개변수임이 증명되었는데, 이는 곧 동기-자신감-태도-행동의 인과적 단계가 형성됨을 의미한다. 그러나 본 연구는 참여동기와 외모관리태도의 관계에 영향을 미치는 매개효과만을 가정하였으며, 외모관리태도가 외모관리행동에 미치는 관계에 있어서는 타 변수의 개입을 고려하지 못했다. 본 연구에서는 선행연구와 상반된 결과를 보였던 원인으로 여가의 종목과 환경을 제시하였는데, 이를 고려하여 태도와 행동 사이를 설명할 수 있는 다양한 매개 및 조절변수를 투입함으로써 더욱 체계적인 변수간 인과관계를 탐색할 필요가 있을 것이다.
액티브 시니어의 외모관리는 삶의 질과 연관이 깊은 변수이자 전반적인 라이프스타일을 풍요롭게 하는 주요 변수 중의 하나이다(Jeon, 2019; Seon et al., 2021). 따라서 후속 연구에서는 신체적 여가활동이 외모관리행동에 미치는 추가 요인을 탐구하고 외모관리의 어떠한 요인이 삶의 질 향상에 실질적인 기여를 하는지 그 관계를 밝힌다면 뷰티학 및 여가학의 학술적 기저 확장에 기여할 수 있으리라 생각된다. 방법론적으로는 연령대를 세분화하거나 성별, 소득구간 등을 통제하여 다른 요인의 영향을 배제해야 할 것이다.

NOTES

Author's contribution
SOJ, JHS, and KHL contributed equally to this study. SOJ and JHS jointly designed this study and wrote a manuscript. SOJ collected survey data and JHS statistically analyzed survey data. KHL supervised all aspects of the study and reviewed the analysis results.
Author details
Sun-Ok Jung (Ph.D. candidate), Department of Clothing and Textiles, Hanyang University, 222 Wangsimni-ro, Seongdong-gu, Seoul 04763, Korea; Joon-Ho Seon (Ph.D. candidate), Human-Tech Convergence Program, Department of Clothing and Textiles, Hanyang University, 222 Wangsimni-ro, Seongdong-gu, Seoul 04763, Korea; Kyu-Hye Lee (Professor), Human-Tech Convergence Program, Department of Clothing and Textiles, Hanyang University, 222 Wangsimni-ro, Seongdong-gu, Seoul 04763, Korea.

Table 1.
Factor analysis of motivation to participate in leisure activities
Factors Items Factor loading Eigen value Variance explained % (Cumulative variance %) Cronbach’s α
Hedonic motivation To refresh myself. 0.893 3.569 47.706 (46.706) 0.868
To relieve the stress in my everyday life. 0.841
For the use of leisure time and hobbies. 0.813
Learning itself is good and rewarding. 0.773
To give life vitality. 0.701
Practical motivation For employment or job maintenance. 0.874 1.500 21.430 (68.135) 0.641
To obtain a certificate or a degree. 0.832
KMO=0.775, χ2=605.168 (df=21, p<0.001)
Table 2.
Factor analysis of appearance management behavior
Factors Items Factor loading Eigen value Variance explained % (Cumulative variance %) Cronbach’s α
Plastic surgery I have consulted about plastic surgery or procedures to manage my appearance. 0.808 2.275 18.959 (18.959) 0.817
I have undergone cosmetic plastic surgery for my appearance. 0.807
I have undergone a beauty procedure to make a good impression. 0.781
Make-up I always wear makeup overall when I go out. 0.838 2.139 17.823 (36.781) 0.783
I always apply basic cosmetics meticulously after washing my face. 0.764
When I put on makeup, I have my own makeup method. 0.763
Styling I always consider trends when purchasing clothing. 0.799 1.932 16.101 (52.883) 0.695
I consider trends when changing my hairstyle. 0.726
I don't wear anything unfashionable, even if it is a luxury clothing product. 0.685
Body shape I exercise steadily for body shape management. 0.818 1.890 15.749 (68.632) 0.675
I control my food intake for body shape management. 0.684
I think that body shape management is essential for smooth social activities. 0.675
KMO=0.825, χ2=873.285 (df=66, p<0.001)
Table 3.
Effect of motivation to participate in leisure activities on physical confidence and appearance management attitude
Dependent variable Independent variable β t R2 F
Physical confidence Hedonic motivation 0.168 2.471* 0.043 4.723**
Practical motivation 0.099 1.459
Appearance management attitude Hedonic motivation 0.187 2.743** 0.034 3.761*
Practical motivation -0.026 -0.384
Table 4.
Effect of physical confidence on appearance management attitude
Dependent variable Independent variable β t R2 F
Appearance management attitude Physical confidence 0.346 5.381*** 0.120 28.958***

*** p<0.001.

Table 5.
Verification of the mediating effect of physical confidence
Indirect paths B S.E. Total effect Confidence interval 95%
LLCI ULCI
HM → PC → AMA 0.051 0.030 0.174 0.002 0.118
PM → PC → AMA 0.018 0.013 -0.015 -0.009 0.042

HM, hedonic motivation; PM, practical motivation; PC, physical confidence; AMA, appearance management attitude.

Table 6.
Effect of appearance management attitude on appearance management behavior
Dependent variable Independent variable β t R2 F
Plastic surgery Appearance management attitude 0.355 5.549*** 0.126 30.794***
Make-up 0.277 4.207*** 0.077 17.698***
Styling 0.226 3.393** 0.051 11.515**
Body shape 0.346 5.381*** 0.120 28.958***

** p<0.001;

*** p<0.001.

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