ISSN : 1598-2920
PURPOSE This study aimed to verify the relationship between adolescent athletes’ julsil, competitive trait anxiety, and self-management. METHODS A total of 370 adolescent athletes who were registered with the Korean Sport & Olympic Committee participated in the survey; 24 insincere responses were excluded from the analysis, leaving a total of 346 participants. After verifying the construct validity of the measurement tool used in the survey, statistical and correlation analyses were performed. The research model was subsequently verified using structural equation modeling. RESULTS Adolescent athletes’ julsil had a significant positive effect on self-management but not on competitive trait anxiety. In addition, self-management was found to have a significant negative effect on competitive trait anxiety, and also completely mediated the relationship between julsil and competitive trait anxiety. CONCLUSIONS Adolescent athletes’ julsil does not increase competitive trait anxiety, but rather plays a role in reducing it by increasing self-management. These findings unveil mechanisms through which julsil can be used to enhance athlete performance.
스포츠심리학 분야에서는 선수의 최상수행과 성취를 예측하기 위해서 다양한 심리적 변인들을 대상으로 연구를 진행하고 있다(Weinberg & Gould, 2024). 우리나라 스포츠 현장에서 경기 후 진행되는 인터뷰를 살펴보면 승리를 거둔 선수들과 지도자들이 자주 언급하는 단어 중 하나가 바로 절실함이다. 그만큼, 승리나 우승의 원동력이 되는 심리적 요인으로 절실함을 꼽는 사례를 우리는 매우 익숙하게 접할 수 있다(Kim et al., 2019; Lee et al., 2020).
운동선수의 절실함은 ‘운동선수의 느낌이나 생각이 최상수행을 위해 뼈저리게 시급하고도 긴요한 상태’로 정의된다(Kwon et al., 2015). 운동선수의 절실함은 우리나라에서 처음으로 개념화되었으며, 비교적 최근에 스포츠심리학 연구에서 적용되고 있다(Kim, 2022; Park & Hong, 2023). 절실함과 관련한 선행연구들의 결과를 살펴보면 운동선수의 절실함은 경기수행력과 긍정적인 상관관계가 있음을 확인할 수 있다(Kim, 2018, 2022; Kim et al., 2019; Kwon et al., 2020; Yan et al., 2020).
하지만, Lee et al.(2020)의 연구에 따르면 운동선수의 절실함이 너무 높을 경우, 불안함이나 초조함이 오히려 경기력에 부정적인 영향을 줄 수도 있음을 언급하고 있다. 이는 절실함이 경기력에 긍정적인 영향을 미치는 선행 변인으로 작용하지만, 경우에 따라서는 다른 양상이 나타날 수 있음을 암시하는 대목이다. 하지만, 절실함과 부정적인 심리변인의 관련성을 살펴본 선행연구는 찾아보기 힘든 실정이며, 긍정적인 심리변인에 해당하는 운동몰입(Kwon et al., 2020; Yan et al., 2020), 자기조절(Kim et al., 2019) 또는 경기력과 밀접한 관련이 있는 인지된 경기력(Kim & Joo, 2024; Lee et al., 2020), 회복탄력성(Ahn & So, 2024) 등의 심리 변인과 연구되고 있음을 확인할 수 있다. 따라서 본 연구에서는 운동선수의 절실함이 경기력과 직결되는 경쟁특성불안에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고자 하였다. 이와 관련하여, 절실함에 관한 선행연구에서 대상의 특성에 따라 절실함의 수준이 달라질 수 있음을 언급하고 있는 만큼(Kim, 2016; Lee et al., 2020) 본 연구에서는 대상을 청소년 운동 선수로 한정하여 살펴보고자 한다.
경쟁특성불안은 경쟁적인 상황을 위협적인 것으로 지각하고 이러한 상황에 우려와 긴장의 감정으로 반응하려는 경향으로, 선천적인 기질로써 경쟁 또는 경기 상황이라고 하는 일종의 자극을 위협적인 것으로 느끼는 정서 상태로 정의된다(Martens et al., 1990). 특성 불안이 높은 사람은 위협적인 상황에서 그 상황에 대하여 과도하게 불안을 느끼며, 이러한 현상은 실제 경기상황에서 상태불안의 반응 강도를 더 높게 만든다고 밝혀진 바 있다. 그동안 스포츠심리학 분야에서는 선수의 경쟁불안과 관련된 다양한 연구가 진행되어 왔다(Fletcher & Hanton, 2001; Hanton et al., 2007; Martens et al., 1990; Ong & Chua, 2021). 경쟁불안은 수많은 선행연구에서 다양한 종목의 선수들을 대상으로 수행력을 저해시키는 변인으로 밝혀져 왔다(Goldschmied et al., 2010; Guillén & Sánchez, 2009; Kang et al., 2022; So, 2021). 하지만, 적정 수준의 긴장감과 불안을 통제할 수 있는 능력과 불안에 대한 긍정적인 해석은 우수선수의 공통적인 심리 특성임과 동시에 성공적인 수행과도 밀접한 관련이 있기 때문에(Kim & Jeon, 2016), 경쟁불안을 조절할 수 있는 요인에 관한 연구는 그 필요성을 가진다. 본 연구에서는 개인이 특성적으로 가지고 있는 기질적 불안과 절실함의 관계를 확인하기 위해 상태 불안이 아닌, 특성불안에 주목하였다.
앞서 언급한 바와 같이, 운동선수의 절실함은 경기수행력과 긍정적인 상관관계가 있음이 확인되고 있지만(Kim, 2018, 2022; Kim et al., 2019; Kwon et al., 2020), 어떠한 매커니즘을 통해 절실함이 경기력에 긍정적인 영향을 미치게 되는지에 대해서는 직접적으로 확인해볼 필요성이 있다. 경기력의 저하와 직결되는 경쟁불안이 절실함과 어떠한 관계를 가지는지를 살펴보는 과정은 그 메커니즘을 밝히는 출발점이 될 수 있기 때문에 절실함과 경쟁특성불안의 관계를 살펴보는 것은 의미가 있다고 판단된다.
스포츠심리학 분야에서는 선수의 경쟁불안을 낮추기 위해 심리기술훈련, 상담, 마음챙김 등을 활용한 개입(intervention)이 이루어지고 있으며, 다양한 연구들에서 그 효과성을 입증하고 있다(Lange-Smith et al., 2023; Lee & Kwag, 2018). 이러한 선행연구들은 스포츠심리학의 현장 적용을 통한, 심리지원의 긍정적 측면을 잘 보여주는 대목으로 이해할 수 있다. 하지만, 본 연구에서는 선수 개인의 입장에서 스스로 노력할 수 있는 측면(Jones et al., 1977)에서 연구되고 있는 개념에 해당하는 자기관리에 주목하고자 하였다. 즉, 경쟁 불안을 낮춰줄 수 있는 개인의 내적 심리 요인을 자기관리를 통해 살펴보고자 하였다.
자기관리는 스스로 어떠한 행동을 변화시키기 위해 기술이나 전략들을 사용하여 변화를 주도하는 과정으로 정의된다(Heo, 2003). 최근, 사회적으로 이슈가 되었던 WBC 야구 대표팀의 음주 파문은 공인임에도 불구하고 대회 기간에 자기관리를 하지 못해서 질타를 받은 대표적인 사례로 이해할 수 있다. 반면, 미디어를 통해 운동선수들의 일상생활을 관찰하고 보여주는 프로그램에서 철저한 자기관리를 하는 모습을 접하게 되는 경우도 상당히 많다. 그만큼 운동선수들에게 자기관리는 필수적인 요인이며, 선행연구에서도 자기관리가 경기력에 미치는 영향력을 바탕으로 그 중요성을 강조하고 있다(Park & Bum, 2017; So, 2016). 검도선수를 대상으로 진행한 Lee(2017)의 연구에 따르면 자기관리는 경기에 대한 부담감과 불안함, 스트레스를 감소시키는데 중요한 역할을 하는 변수임을 확인할 수 있다. 또한, Cho et al.(2008)의 연구에서도 볼링선수들의 자기관리가 경쟁특성불안에 유의한 영향을 주고 있음을 확인할 수 있다. 운동선수의 절실함 척도를 개발한 Kwon et al.(2015)의 연구에서 시합을 앞둔 선수에게 절실함은 자기관리를 할 수 있도록 도와주는 변인으로 해석할 수 있음을 언급하고 있는 만큼, 운동선수의 자기관리는 절실함, 경쟁특성불안과 직/간접적인 관련성이 있음을 유추해 볼 수 있다.
이상의 논의를 종합하자면, 운동선수의 절실함이 어떻게 경기력에 긍정적인 영향을 미치는 변인으로 작용하게 되는지 그 과정을 밝히는 작업이 필요하다. 본 연구에서는 절실함이 운동선수의 자기관리를 높여주는 요인으로 작용하기 때문에 경기력에 긍정적인 영향을 미치게 될 것으로 예상하였다. 이는 절실함 척도를 개발한 선행연구에서도 언급하고 있는 부분으로, 절실함이 연습에 매진할 수 있도록 도와줄 뿐만 아니라 운동 외의 시간에도 지속적으로 자기관리를 하게 만들어주기 때문에 위와 같이 추론하였다. 따라서, 본 연구의 목적은 청소년 운동선수의 절실함과 자기관리 그리고 경쟁특성불안의 구조적 관계를 검증하는데 있으며 연구 목적의 달성을 위해 설정한 연구 가설은 다음과 같다.
H1. 청소년 운동선수의 절실함은 경쟁특성불안에 유의한 영향을 미칠 것이다.
H2. 청소년 운동선수의 절실함은 자기관리에 유의한 영향을 미칠 것이다.
H3. 청소년 운동선수의 자기관리는 경쟁특성불안에 유의한 영향을 미칠 것이다.
H4. 청소년 운동선수의 자기관리는 절실함과 경쟁특성불안의 관계를 매개할 것이다.Fig. 1.
연구대상자는 대한체육회 산하기관에 등록된 청소년 운동선수 370명을 대상으로 편의표집방법(Convenience Sampling Method)을 통해 설문조사를 실시하였다. 연구자가 직접 연구의 목적과 취지를 설명하며 수집된 자료는 연구 목적 이외에 사용되지 않음을 밝힌 후, 동의를 얻은 인원에 대해서만 설문을 진행하였다. 그 중에서 응답 내용이 지나치게 편중되거나 불성실한 응답으로 인해 분석에 부적합하다고 판단되는 24부를 제외한 346부의 자료를 바탕으로 연구를 진행하였다. 최종적으로 분석에 활용된 연구대상자의 일반적 특성은 <Table 1>과 같다.
본 연구에서 절실함은 운동선수 절실함 질문지(Kwon et al., 2015)를 통해 측정하였다. 운동선수 절실함 질문지는 3요인 15문항(성공기대, 자기절제, 인내와 극복 각 5문항)으로 구성된 측정도구이며, 6점 리커트 형식으로 측정된다. 절실함 질문지는 점수가 높을수록 운동선수의 절실함이 높음을 의미한다. 1차 확인적 요인분석 결과, 모든 문항이 .50 이상의 요인부하량을 보였지만 적합도 지수 기준을 충족하지 못하여 타당도 검증이 충분하지 못하다는 판단을 하였고, 수정지수(M.I.: Modification Indices)가 10 이상인 문항(자기절제 9-10번)을 묶음으로써 수정하였다. 이후 확인적 요인분석을 다시 실시한 결과, χ2 값이 264.108, 자유도는 86으로 영가설은 기각되었지만(p<.05), TLI=.946, CFI=.956, RMSEA=.077로 모형의 적합도는 기준치를 만족하는 수준으로 나타났다. 따라서 운동선수 절실함 측정도구의 최종 문항은 성공기대 5개 문항, 자기절제 5개 문항, 인내와 극복 5개 문항 총 3요인 15개 문항으로 구성하였으며, 척도의 신뢰도(Cronbach’s α)는 성공기대 .869, 자기절제 .897, 인내와 극복 .939으로 나타났다.
본 연구에서 운동선수 자기관리는 Heo(2003)이 개발한 운동선수 자기관리 질문지를 활용하여 측정하였다. 운동선수 자기관리 질문지는 4요인 18문항(몸관리 5문항, 정신관리 4문항, 대인관리 5문항, 훈련관리 4문항)으로 구성되어있으며 5점 리커트 형식으로 측정된다. 자기관리 척도의 경우 점수가 높을수록 자기관리를 잘하는 것을 의미한다. 1차 확인적 요인분석 결과, 몸관리 1문항(9번 문항)이 .50 이하의 요인부하량을 보여 삭제하였으나, 적합도 지수 기준을 충족하지 못하여 수정지수(M.I.: Modification Indices)가 10이상인 문항(대인관리2-15번, 훈련관리 1-6번)을 묶음으로써 수정하였다. 이후 확인적 요인분석을 실시한 결과, χ2 값은 407.268, 자유도는 111로 영가설은 기각되었지만(p<.05), TLI=.901, CFI=.919, RMSEA=.088로 모형의 적합도는 기준치를 만족하는 수준으로 나타났다. 따라서 운동선수 자기관리 척도 검사지 최종 문항은 몸관리 4문항, 정신관리 4문항, 대인관리 5문항, 훈련관리 4문항 총 4요인 17문항으로 구성하였으며, 척도의 신뢰도(Cronbach’s α)는 몸관리 .740, 정신관리 .905, 대인관리 .899, 훈련관리 .800으로 나타났다.
본 연구에서 경쟁특성불안의 측정은 Martens et al.(1990)이 개발한 경쟁특성불안(Sport Competition Anxiety Test; SCAT) 척도를 활용하여 진행되었다. 해당 질문지는 단일요인 15개 문항으로 구성되어 있으며, 3점 리커트 형식이다. SACT의 경우, 15문항 중 5개 문항(1, 4, 7, 10, 13)은 합산되지 않으며, 6번과 11번 문항은 역채점 문항으로 구성되어 있다. 1차 확인적 요인분석 결과, 2문항(12번, 14번 문항)이 .50 이하의 요인부하량을 보여 삭제하였으나, 적합도 지수 기준을 충족하지 못하여 수정지수(M.I.: Modification Indices)가 10 이상인 문항(6-11번, 9-15번)을 묶음으로써 수정하였다. 이후 확인적 요인분석을 다시 실시한 결과, χ2 값은 63.041, 자유도는 18로 영가설은 기각되었지만(p<.05), TLI=.932, CFI=.956, RMSEA=.085로 모형의 적합도는 기준치를 만족하는 수준으로 나타났다. 따라서 경쟁특성불안 척도의 최종 문항은 단일요인 8문항으로 구성하였으며, 척도의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .836으로 나타났다.
본 연구에서는 SPSS 25.0과 AMOS 21.0프로그램을 활용하여 자료를 분석하였다. 첫째, 수집된 자료의 정규성을 검증하기 위해 기술 통계분석을 실시하였다. 둘째, 측정도구의 신뢰도와 타당도 검증을 위해, 최대우도법(Maximum Likelihood; ML)을 적용한 확인적 요인분석과 내적합치도 분석(Cronbach’s α)을 실시하였다. 넷째, 연구모형의 검증을 위해 구조방정식 모형분석(Structural Equation Modeling; SEM)을 실시하였으며, 최대우도법을 활용한 부트스트래핑 방법을 사용하여 간접효과의 유의성 검사를 실시하였다. 또한, 본 연구의 유의수준은 .05로 설정하였다.
본 연구의 분석에서 활용된 연구변인의 경향성과 정규성 검증을 위해서 기술통계분석을 실시한 결과는 다음의 <Table 2>와 같다. 각 변인의 평균과 표준편차, 왜도, 첨도의 수치를 살펴본 결과 왜도와 첨도의 절대값이 ±2를 넘지 않는 것으로 나타나 정규성을 충족하였다.
상관관계분석 결과는 <Table 3>과 같다. 분석을 실시한 결과 절실함의 하위요인인 성공기대와 경쟁특성불안(r=.003, p>.05), 자기관리의 하위요인인 대인관리와 경쟁특성불안(r=-.041, p>.05), 자기관리의 하위요인인 몸관리와 경쟁특성불안(r=-.094, p>.05) 3가지의 경우를 제외하고는 연구변인 간 모두 유의한 상관을 보이는 것으로 나타났다.
본 연구에서 설정한 청소년 운동선수의 절실함과 자기관리, 경쟁특성불안의 매개모형 검증을 하기에 앞서 측정모형의 구성타당도 검증을 실시하였다. 최대우도법을 활용하여 요인부하량에 대한 추정을 실시한 결과, 측정모형의 적합도 지수는(χ2=257.356, df =72, TLI=.898, CFI=.919, RMSEA=.086)로 나타났다. TLI 값이 다소 기준을 충족하지 못하였으나 전문가 회의(스포츠심리학 교수 1인, 스포츠심리학 박사과정 1인)를 통해 수용 가능한 수준이라고 판단하였다.
청소년 운동선수의 절실함과 경쟁특성불안의 관계에서 자기관리의 매개효과를 검증하기 위해 최대우도법을 활용한 구조방정식 모형분석(SEM)을 실시하였다.
<Table 4>에서 제시된 모수추정치를 통해, 절실함이 경쟁특성불안과 유의하지 않은 관계를 나타내고 있음을 확인할 수 있다. 이는 연구가설 H1이 기각되었음을 의미한다. 절실함과 자기관리의 경우, 유의한 정적 관계를 나타내고 있음을 확인할 수 있다. 이는 절실함의 수준이 높을수록 자기관리가 증가한다는 것을 의미한다. 즉, 연구 가설 H2가 지지되었다. 마지막으로, 자기관리와 경쟁특성불안은 유의한 부적 관계를 나타내고 있음을 확인할 수 있다. 이는 자기관리의 수준이 높을수록 경쟁특성불안이 낮아짐을 의미한다. 즉, 연구가설 H3이 지지되었다. 연구가설 H4를 검증하기 위해 최대우도법을 활용한 부트스트래핑 방법을 사용하여 간접효과의 유의성 검증을 실시하였다(Table 5).
95% 신뢰수준에서 검증한 결과 LLCI(-.431)와 ULCI(-.026) 사이에 0을 포함하지 않는 것으로 나타났으며, 절실함이 경쟁특성불안에 미치는 간접효과는 β=-.206, p<.05로 유의하게 나타났다. 또한, 절실함이 경쟁특성불안에 미치는 직접효과와 총효과는 유의하지 않은 것으로 나타났기 때문에, 자기관리가 절실함과 경쟁특성불안의 관계를 완전히 매개하고 있음을 확인하였다(Table 5). 한 가지 주목할 결과 중 하나는, 절실함이 경쟁특성불안에 미치는 영향을 나타내는 경로계수의 방향이 유의하지는 않지만, +의 방향성을 가지고 있다는 점이다(Figure 2).
본 연구는 청소년 운동선수의 절실함과 자기관리가 경쟁특성불안에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고, 연구변인의 직/간접적인 관련성을 바탕으로 설정한 구조적 관계를 검증하기 위해 진행되었다. 연구 결과에 대한 논의는 다음과 같다.
첫째, 설정한 연구변인의 하위요인 간 상관관계 분석에서 절실함의 하위요인인 성공기대와 경쟁특성불안, 자기관리의 하위요인에 해당하는 대인관리와 경쟁특성불안, 자기관리의 하위요인에 해당하는 몸관리와 경쟁특성불안의 관계는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 절실함과 자기관리의 관계를 직접적으로 살펴본 선행연구가 부족하기 때문에 성공기대와 경쟁특성불안이 유의하지 않게 나타난 결과를 해석함에 있어서는 유의할 필요가 있다. 하지만, 육상 국가 대표 후보 선수들을 대상으로 진행한 Lee & Kim(2009)의 연구에서 목표설정과 불안조절이 유의하지 않게 나타난 결과를 참고하여 해 석할 수 있을 것으로 판단된다. 목표설정을 명확히 하거나, 성공에 대한 기대가 높다는 이유만으로 불안해지는 것이 아님을 의미하는 결과로 해석할 수 있다. 이는 본 연구에서 설정한 절실함과 경쟁불안의 관계 자체에 대한 연구 질문의 출발점과도 맥락을 같이 하는 부분이기 때문에, 후속 연구를 통해서 지속적으로 검증이 필요할 것으로 판단된다. 대인관리와 경쟁특성불안이 유의하지 않은 것으로 나타난 결과와 관련해서는 육상 국가대표 후보 선수들을 대상으로 진행한 Lee & Kim(2009)의 연구와 레슬링 선수를 대상으로 진행한 Jung(2022)의 연구를 참고하여 해석해볼 수 있다. 해당 선행 연구에서도 불안과 대인관리는 유의하지 않은 것으로 나타난 것과 동일한 결과이기 때문이다. 이는 대인관리를 잘하기 위해 노력한다고 하더라도 선수가 가지고 있는 관계적 측면이 경기력에 직접적인 영향을 주는 요인으로 작용하는 것은 아니기 때문에 경쟁불안과 대인관리의 관계가 유의하지 않게 나타난 결과라고 사료된다. 몸관리와 경쟁 특성불안이 유의하지 않은 관계로 나타난 것은, 해석을 함에 있어서 조심스러운 부분이라 판단된다. 고교 볼링선수를 대상으로 진행한 Cho et al.(2008)의 연구에서 대인관리, 훈련관리, 정신관리는 통계적으로 유의하지 않게 나타난 반면 몸관리 요인만이 경쟁특성불안을 유의하게 설명하는 것으로 나타난 결과와 비교해볼 필요성이 있는 결과이기 때문이다. 물론 해당 결과에서 몸관리의 설명력이 5.7%로 다소 낮은 수치를 보이고 있기는 하지만, 본 연구에서 유의하지 않게 나타난 결과에 대해서 해석해보자면, 불안을 극복하거나 낮추기 위해서 몸관리를 열심히 하거나 혹은 반대로 몸관리를 하기 때문에 불안이 낮아질 수 있기 때문에 부적인 관련성은 있을 수 있지만, 선후 관계를 알 수 없기 때문에 다음과 같은 결과가 나타난 것으로 보여진다.
둘째, 청소년 운동선수의 절실함은 자기관리에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 비교적 상당히 높은 설명력을 보이는 수치이며, 절실함 수준이 높은 선수일수록 자기관리를 더욱 열심히 하게 됨을 의미하는 결과이다. 해당 결과는 Kwon et al.(2015)의 연구와 Kim(2016)의 연구와 같은 맥락에서 해석할 수 있는 연구 결과이다. 운동선수에게 있어서 절실함은, 선수가 연습에 매진할 수 있도록 도와줄 뿐만 아니라 운동 외의 시간에도 지속적으로 자기관리를 하게 도와주고, 자기조절을 높여주는 선행변인으로 작용하기 때문에 다음과 같은 결과가 나타난 것으로 판단된다.
셋째, 자기관리는 경쟁특성불안에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는, 선수가 자기관리를 통해 경쟁불안을 낮출 수 있음을 의미하는 결과이다. 이는 검도선수를 대상으로 진행한 Lee(2017)의 연구, 인라인스케이트 선수를 대상으로 진행한 Lee et al.(2014)의 연구와 동일한 맥락에서 해석할 수 있는 부분이다. Lee(2017)와 Lee et al.(2014)의 연구에서도 자기관리는 불안을 낮춰주는 요인으로 나타나 본 연구의 결과를 뒷받침하고 있기 때문이다. 하지만, 대학 농구선수들을 대상으로 진행한 Jang & Kim(2019)의 연구에서는 자기관리가 경쟁불안을 높이는 것으로 나타났다. 해당 연구에서는 경쟁불안을 상태불안으로 측정했다는 점에서 차이가 있지만, 자기관리를 철저히 하는 선수들이 목표에 따른 최상의 경기력 발휘를 위한 걱정과 기대, 압박감, 불안감 등의 가중으로 인해 불안이 높게 나타났다고 해석하고 있다. 또한, 프로팀 진출의 시기에 놓여있는 대학 선수들을 대상으로 했기 때문에 심리적 부담감이 역효과로 나타났다고 해석하고 있다. 이러한 상반되는 결과를 고려했을 때, 본 연구의 결과는 더욱 중요한 의미를 가진다. 본 연구의 시작이, “절실함이 너무 높을 경우 경기력에 부정적인 영향을 주는 것은 아닌가?”라는 질문에서 출발했기 때문이다. 이 대목은 절실함과 경쟁특성불안의 관계에서 자기관리가 매개효과를 갖는 것으로 나타난 본 연구의 결과와 함께 논의되어야 하는 부분이라 사료된다.
넷째, 본 연구에서 설정한 연구 변인에 해당하는 절실함과 경쟁특성불안, 자기관리의 구조관계를 살펴보면 절실함이 경쟁특성불안에 미치는 직접효과의 경로계수는 유의하지 않지만 자기관리를 통해 미치는 간접효과의 경로계수는 유의하게 나타나 두 변인의 관계를 자기관리가 완전히 매개하는 것으로 나타났다. 이는 절실함이 자기관리를 통해 경쟁특성불안을 낮추고 있음을 의미하는 결과이다. 하지만, 직접효과와 간접효과의 부호가 반대로 나타났기 때문에 억제효과가 존재할 가능성을 암시하는 결과이므로(Cohen et al., 2002; Seo, 2010), 자기관리가 억제변수로 작용하는지를 확인해볼 필요가 있는 대목이다. 이는 Kim & Kim(2020)의 연구를 바탕으로 논의해보고자 한다. 비일관적 매개효과 모형의 해석에 관한 Kim & Kim(2020)의 연구에서 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 큰 경우와 그렇지 않은 경우로 나누어 설명하고 있다. 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 크지 않지만, 부호가 같은 방향인 경우는 일반적인 매개모형에 해당된다. 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 크지 않지만 부호가 다른 경우는 비일관적 매개모형의 첫 번째로 해석할 수 있고, 총효과가 유의하지 않다면 이는 간접효과의 유의성에 관계 없이 완전매개모형으로 분류될 수 있다. 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 큰 경우, 억제효과가 발생한 경우로 구분하는데 이러한 경우 반드시 직접효과와 간접효과의 부호는 반대가 된다. 이때 중요한 것은 연구자의 의도성이다. 연구가자 의도한 연구가설에 따라 비일관적 매개효과가 발생한 경우, 변수 이면에 존재하는 양가적인 작용이 논의에서의 핵심이 되며, 매개변수가 갖는 억제변수로서의 역할을 강조할 수도 있다. 연구자가 의도하지 않은 경우, 경험적 비일관적 매개모형으로 분류될 수 있는데, 이러한 경우 척도를 재검토하거나 표본 집단을 검토하여 특수한 결론이 나온 것은 아닌지를 확인해볼 필요가 있다. 본 연구에서는 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 작고, 유의하지 않았기 때문에 완전매개모형으로 해석될 수 있다. 서론에서 예상한 바와 같이 절실함은 자기관리를 높여주기 때문에 경쟁특성불안을 낮춰주는 매개변인으로 작용하고 있으며, 절실함과 경쟁특성불안의 직접 경로계수가 유의하지 않기 때문에 절실함이 경쟁특성불안과 직접적인 관련성을 갖기 위해서는 다른 변인들과의 관계를 함께 탐색하는 것이 중요함을 의미하는 대목으로 해석할 수 있다. 추후 절실함과 관련된 연구에서 직접효과의 크기가 총효과의 크기보다 크고 부호가 반대로 나타난다면 억제효과 검증을 통해, 보다 심층적으로 살펴볼 필요성이 있다고 판단된다(MacKinnon et al., 2000). Lee et al.(2020)의 선행연구에서 절실함이 너무 높을 경우 초조함과 불안함으로 인해 오히려 경기력에 부정적인 영향이 줄 수도 있다는 부분과 관련해서, 절실함이 경쟁특성 불안에 미치는 직접효과가 유의하지 않게 나타난 것은 절실함이 높다고 해서 불안이 높아지고 경기력에 부정적인 요인으로 작용하지 않음을 보여주는 결과이다. 이는 절실함이 자기관리를 높여주어 경기력에 긍정적인 영향을 미치게 되는 메커니즘의 일부를 밝히는 결과라는 점에서 의미를 가진다. 본 연구의 결과를 바탕으로 추후 운동선수의 절실함과 관련된 연구를 지속함에 있어서 다양한 변인들과 의 관계를 탐색하고, 그 과정에서 절실함이 어떠한 역할을 하는지를 확인하는 것은 의미를 가질 것으로 사료된다.
본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 청소년 운동선수의 절실함은 경쟁특성불안에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 둘째, 청소년 운동선수의 절실함은 자기관리에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 청소년 운동선수의 자기관리는 경쟁특성불안에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째, 청소년 운동선수의 자기관리는 절실함과 경쟁특성불안의 관계를 완전히 매개하는 것으로 나타났다. 이는 청소년 운동선수들의 절실함이 자기관리를 높여주기 때문에, 경쟁불안을 높이는 방향으로 작용하지 않고 낮춰주는 역할을 하고 있음을 의미하는 결과이다. 선행연구에서 절실함이 경기력에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 결과들을 해석함에 있어서 그 구체적인 원인을 직접적인 관계 검증을 통해 살펴보았다는 점에서 본 연구의 의의를 찾을 수 있다.
본 연구를 진행하면서 후속 연구에서 필요하다고 판단된 부분들을 고려한 제언은 다음과 같다.
첫째, 절실함이 경기력에 긍정적인 영향을 미친다는 선행연구의 결과를 뒷받침하는 본 연구의 결과를 더욱 확장하기 위해서는 다양한 변인에 대한 고려가 필요하다.
둘째, 변수 중심의 접근 이외에도, 개인 중심의 접근(ex. 군집분석, 다집단분석 등)을 통한 심층적인 분석이 이루어진다면 절실함이 경기력에 미치는 영향력을 심층적으로 살펴볼 수 있을 것으로 사료된다. 선수의 경력 수준에 따라서 절실함이 다르게 작용할 수도 있을 것으로 예상해볼 수 있기 때문이다.
셋째, 절실함이 동기적 측면으로 해석될 수 있는지를 살펴보는 과정이 필요할 것으로 판단된다. 절실함과 자기결정성 동기와의 비교를 통한 후속 연구가 이루어진다면 이는 이론적 접근을 통한 억제효과의 검증과도 관련된 연구로 이어질 수 있기 때문에, 그 의미를 가질 수 있으며 이를 통해 절실함 연구가 확장될 수 있을 것으로 예상된다.
AUTHOR CONTRIBUTION
Conceptualization: D Lee, Data curation: D Lee, Formal analysis: D Lee, Methodology: D Lee, S Kwon, Project administration: S Kwon, Writing-original draft: D Lee, Writing-review & editing: S Kwon, Supervision: S Kwon
Characteristic subjects (n=346)
| Category | Sub-category | N | Percentage |
|---|---|---|---|
| Sex | Male | 228 | 65.9 |
| Female | 118 | 34.1 | |
| School | Middle School | 126 | 36.4 |
| High School | 220 | 63.6 | |
| Category of Sport | Individual Sport | 178 | 51.4 |
| Team Sport | 168 | 48.6 | |
| Experience | Less than 1 year | 24 | 6.9 |
| 1~3 year | 76 | 22.0 | |
| 4~5 year | 74 | 21.4 | |
| More than 5 year | 172 | 59.7 | |
| Sum | 346 | 100 | |
Descriptive statistics
| Variables | Mean | SD | Skewness | Kurtosis |
|---|---|---|---|---|
| Expectation of success | 4.11 | 1.18 | -.339 | -.621 |
| Self control | 4.17 | 1.03 | -.036 | -.368 |
| Perseverance and overcoming | 4.73 | 1.02 | -.632 | .126 |
| Interpersonal management | 4.15 | .74 | -.727 | .308 |
| Training management | 3.87 | .75 | -.250 | -.299 |
| Physical management | 3.69 | .79 | .077 | -.727 |
| Mental management | 3.72 | .91 | -.234 | -.576 |
| Competitive trait anxiety | 2.13 | .48 | -.218 | -.591 |
Correlations of research variables
| Variables | A | B | C | D | E | F | G | H |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Expectation of success | 1 | |||||||
| Self control | .579** | 1 | ||||||
| Perseverance and overcoming | .617** | .695** | 1 | |||||
| Interpersonal management | .303* | .403** | .535** | 1 | ||||
| Training management | .430** | .578** | .646** | .701** | 1 | |||
| Physical management | .315** | .451** | .455** | .620** | .622** | 1 | ||
| Mental management | .319** | .474** | .608** | .628** | .650** | .617** | 1 | |
| Competitive trait anxiety | .003 | -.127* | -.143** | -.041 | -.129* | -.094 | -.315** | 1 |
