가설 4 : 등산활동과 몰입감 간의 관계에서 활동관여도의 매개효과 검증

등산활동과 몰입감 간의 관계에서 활동관여도의 매개효과를 검증한 결과가 <표 4-5>이다. 먼저 등산활동을 독립변인으로 투입하고 매개변인인 활동관여도를 종속 변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활동은 활동관여도(Beta=.369, p<.000)에 유의 한 정(+)의 영향을 미치고 있음으로서 첫 번째 조건은 충족되었다. 두 번째 등산활 동을 독립변인으로 투입하고 몰입감을 종속변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활 동은 몰입감(Beta=.127, p<.034)에 정(+)의 영향을 미치고 있는 것으로 나타나면서 두 번째 조건도 충족되었다. 세 번째 등산활동과 활동관여도를 동시에 독립변인으 로 투입하고 몰입감을 종속변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활동이 몰입감 (Beta=-.023, p<.706)에 통계적으로 유의하지 않고, 활동관여가 몰입감(Beta=.406,

단계 경로 B S.E Beta t(p) R² F 1 등산활동 → 활동관여 .104 .016 .369 6.584(.000) .136 43.348 2 등산활동 → 몰입감 .030 .014 .127 2.130(.034) .016 4.536 3 등산활동 → 몰입감 -.005 .014 -.023 -.378(.706)

.159 25.865 활동관여 → 몰입감 .334 .049 .406 6.815(.000)

표 4-5. 등산활동과 몰입감 간의 관계에서 활동관여도의 매개효과 검증

p<.000)에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만, <그 림 4-5>에서 보는 바와 같이 세 번째 회귀방정식에서 종속변인에 대한 독립변인의 영향력이 통계적으로 유의하지 않았기 때문에 완전매개효과를 보인다고 말할 수 있 다. 이 경우 총효과는 0.147(=0.369*0.406-0.023)이며, 등산활동과 몰입감 간의 직접 효과는 0.086이고, 간접효과는 0.170(=0.369*0.406 혹은 0.147+0.023)이다(MacKinnon 등, 1995). 보다 정확하게 매개변인이 포함된 후 종속변인에 대한 독립변인의 영향 력 감소 크기와 유의도에 대한 Aroian test 결과, Z=4.68(p<.000)이 산출되어 .05수 준에서 매개효과가 통계적으로 유의함을 알 수 있었으며, 부트스트래핑 으로 검증 한 결과도 95% 신뢰구간에서 구한 매개효과 계수의 하한 값 .0939 와 상한 값 .2253으로 나타나 0을 포함하고 있지 않기에 등산활동의 매개효과는 통계적으로 유 의하다고 할 수 있다. 이러한 결과를 도식화 한 결과가 <그림 4-5>이다. 따라서 가 설4도 지지되었다.

그림 4-5. 등산활동과 몰입감의 관계에서 활동관여도의 완전매개효과 모형

4) 가설 5 : 등산활동과 쾌락적 즐거움 간의 관계에서 활동관여도의 매개효과 검증

등산활동과 쾌락적 즐거움 간의 관계에서 활동관여도의 매개효과를 검증한 결 과가 <표 4-6>이다. 먼저 등산활동을 독립변인으로 투입하고 매개변인인 활동관여 도를 종속변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활동은 활동관여도(Beta=.369, p<.000)에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있음으로서 첫 번째 조건은 충족되었다.

두 번째 등산활동을 독립변인으로 투입하고 쾌락적 즐거움을 종속변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활동은 쾌락적 즐거움(Beta=.229, p<.000)에 정(+)의 영향을 미 치고 있는 것으로 나타나면서 두 번째 조건도 충족되었다. 세 번째 등산활동과 활 동관여도를 동시에 독립변인으로 투입하고 쾌락적 즐거움을 종속변인으로 투입한 회귀방정식에서 등산활동이 쾌락적 즐거움(Beta=.054, p<.340)에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않고, 활동관여가 쾌락적 즐거움(Beta=.47400, p<.000)에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만, <그림 4-6>에서 보는 바 와 같이 세 번째 회귀방정식에서 종속변인에 대한 독립변인의 영향력이 통계적으로 유의하지 않았기 때문에 완전매개효과를 보인다고 말할 수 있다. 이 경우 총효과는 0.229(=0.369*0.474+0.054)이며, 등산활동과 쾌락적 즐거움 간의 직접효과는 0.160이 고, 간접효과는 0.175(=0.369*0.474 혹은 0.229-0.054)이다. 보다 정확하게 매개변인

단계 경로 B S.E Beta t(p) R² F 1 등산활동 → 활동관여 .104 .016 .369 6.584(.000) .136 43.348 2 등산활동 → 쾌락적 즐거움 .057 .015 .229 3.901(.000) .052 15.219 3 등산활동 → 쾌락적 즐거움 .013 .014 .054 .956(.340)

.247 44.907 활동관여 → 쾌락적 즐거움 .416 .049 .474 8.410(.000)

표 4-6. 등산활동과 쾌락적 즐거움 간의 관계에서 활동여도의 매개효과 검증

그림 4-6. 등산활동과 쾌락적 즐거움의 관계에서 활동관여도의 완전매개효과 모형

이 포함된 후 종속변인에 대한 독립변인의 영향력 감소 크기와 유의도에 대한 Aroian test 결과, Z=5.14(p<.010)이 산출되어 .05수준에서 매개효과가 통계적으로 유의함을 알 수 있었으며, 부트스트래핑 으로 검증한 결과도 95% 신뢰구간에서 구 한 매개효과 계수의 하한 값 .1138 과 상한 값 .2507로 나타나 0을 포함하고 있지 않기에 등산활동의 매개효과는 통계적으로 유의하다고 할 수 있다. 이러한 결과를 도식화 한 결과가 <그림 4-6>이다. 따라서 가설 5도 지지되었다.

V. 논 의

자연스포츠(eco-sport)활동 중에서 가장 대중적인 운동은 등산이다. 그 이유는 비 교적 저비용으로 즐길 수 있는 여가스포츠이기 때문이다. 또한 등산은 다른 스포츠 활동에 비해 심폐지구력, 근지구력, 균형감각을 키우고, 혈압조절과 체지방을 분해 해 주는 운동효과가 매우 높은 대표적인 유산소운동으로 노인들의 건강증진 및 유 지에 긍정적인 도움을 주기 때문이며, 등산과 같은 다양한 신체활동은 단기 혹은 장기적으로 심리적 안녕과 정신적 복지(mental well-being)에 크게 영향을 미치고 있기 때문이다(Dishman, 1985; Morgan & Goldston, 1987).

현대 사회의 여가활동으로는 스포츠 활동이 인기이다. 여가시간의 증가에도 불구 하고, 적어진 신체활동과 운동부족으로 체력이 약화되었기 때문이다. 또한, 저비용 으로 즐기면서도 환경 친화적 형태의 등산활동이 스트레스로 인한 만성질환의 예방 법으로도 각광을 받고 있다. 선행 연구(박범준, 2006; 강성훈, 2005; 박범근, 2009) 들에서는 등산활동이 건강증진 및 유지에 긍정적인 도움을 주고, 또한 등산과 같은 다양한 신체활동은 단기 혹은 장기적으로 심리적 안녕과 정신적 복지(mental well-being)에 크게 영향을 미친다고 주장하고 있다.

그런데, 관여도를 다룬 대부분의 선행연구(김승수, 2012; 배덕전, 2008; 성수경, 2007; 이수광, 2009; 이지윤, 2015; 장대갑, 2012; 천은경, 2011; 한지훈, 2011)에서는 관여도가 조절변수로서의 역할을 하는지, 매개변수로서의 역할을 하는지에 대한 명 백한 결론을 내리고 있지 못하다. 따라서 등산활동과 인간의 심리적 행복간의 관계 에서 관여도가 어떠한 역할을 수행하는지에 대한 연구가 필요하다. 본 연구는 등산 활동과 심리적 행복(자아실현감, 유능감, 몰입감, 쾌락적 즐거움)간의 관계에서 활동 관여도가 어떤 역할을 하는지를 검증하고자 한다. 본 연구는 매개효과 검증뿐만 아 니라 등산횟수와 등산강도가 심리적 행복감에 미치는 영향에 대하여 정량적인 분석 을 하는 것도 중요한 부분이기 때문에 등산활동이 매개변인 및 결과변인에 미치는 영향에 대한 모든 분석을 실시하였다. 또한 등산활동이 심리적 행복감 간의 관계에

서 활동관여도의 매개효과를 분석한 선행연구가 적기 때문에 본 연구를 통해 등산 활동이 심리적 행복감 간의 관계를 분석할 때 활동관여도가 어떠한 매개역할을 보 일 것인지 규명함으로써 등산활동이 생활만족과 심리적 행복감의 관계를 심층적으 로 이해하는데 기여할 수 있을 것으로 판단하였다.

먼저 등산활동이 생활만족과 심리적 행복감에 미치는 영향을 상관관계분석을 통 해 알아보았다. 등산활동은 활동관여도에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있음을 보여주고 있다. 이러한 결과는 등산활동 참여가 높을수록 활동관여 도 또한 높아진다는 사실을 의미한다. 여가활동을 통하여 순수한 즐거움과 흥미, 유 능감을 얻고자 하는 내적동기가 높게 형성되어야 함을 예측할 수 있다(하선우, 2010).

등산활동은 생활만족에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있음을 보여주고 있다. 이러한 결과는 등산활동 참여가 높을수록 생활만족 또한 높아진다 는 사실을 의미한다.

등산활동은 자아실현감에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있음을 보여주고 있다. 이러한 결과는 등산활동 참여가 높을수록 자아실현감 또한 높아진 다는 사실을 의미한다. Blumenthal(1982)의 연구에 의하면 10주 동안 운동에 참가한 집단은 그렇지 않은 집단에 비해 낮은 근심 수준과 긴장수준 및 피로 수준을 보였 다고 밝힌 바 있어 스포츠의 심리적 효과를 입증하였다.

등산활동은 유능감에 유의한 정(+)의 상관관계를 보였다. 이러한 결과는 등산활동 참여가 높을수록 유능감 또한 높아진다는 사실을 의미한다. 신체적 활동은 참가자 에게 신체적 건강뿐만 아니라 심리적 안녕 측면 및 유능감의 건강에도 많은 영향을 미치는 것으로 알려지고 있다(김석일, 2004; Ridick & Daniel, 1984).

등산활동은 몰입감에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있음을 보 여주고 있다. 이러한 결과는 등산활동 참여가 높을수록 몰입감 또한 높아진다는 사 실을 의미한다. 능동적인 여가활동 즉, 인지적 몰입과 행위적 몰입 수준이 적극적일 수록 삶의 질이 높아지고 자신이 느끼는 심리적 안녕감도 높아진다는 연구를 제시 하였다(Zika & Chamberlain, 1987).

등산활동은 쾌락적 즐거움에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있 음을 보여주고 있다. 즉, 등산활동 참여가 높을수록 쾌락적 즐거움 또한 높아진다는 사실을 의미한다. 이러한 연구 결과는 운동활동이 자아실현감, 유능감, 몰입감, 쾌락 적 즐거움에 영향을 미치는 것으로 나타난 임승현, 암인수(2008)의 연구결과와 일치 하는 결과이다. 또한 지속적이고 규칙적인 자연스포츠가 신체적 자기개념을 증진시 켜 심리적 행복감과 생활만족을 향상시킨다는 연구결과를 보인 이제홍, 최원오, 백

등산활동은 쾌락적 즐거움에 유의한 정(+)의 상관관계를 보이며 서로 관련이 있 음을 보여주고 있다. 즉, 등산활동 참여가 높을수록 쾌락적 즐거움 또한 높아진다는 사실을 의미한다. 이러한 연구 결과는 운동활동이 자아실현감, 유능감, 몰입감, 쾌락 적 즐거움에 영향을 미치는 것으로 나타난 임승현, 암인수(2008)의 연구결과와 일치 하는 결과이다. 또한 지속적이고 규칙적인 자연스포츠가 신체적 자기개념을 증진시 켜 심리적 행복감과 생활만족을 향상시킨다는 연구결과를 보인 이제홍, 최원오, 백