BAS/BIS와 스마트폰 중독의 관계에서 정서조절곤란의 매개효과

Ⅳ. 연구결과 및 해석

4. BAS/BIS와 스마트폰 중독의 관계에서 정서조절곤란의 매개효과

BAS 및 BIS가 스마트폰 중독에 영향을 미치는 과정에서 정서조절곤란의 매 개효과를 알아보기 위해 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 매개효과 검증 절차를 사용하였다. 또한 매개효과가 유의한지 분석하기 위해 Sobel test(1982)를 실시하 였다.

Baron과 Kenny(1986; Kenny, 2014)가 제안한 매개효과 검증은 3번의 분석과 4번의 해석과정을 거치게 된다. 첫째, 예측변인은 가정된 매개변인과 유의한 관 계가 있어야 한다. 둘째, 예측변인은 종속변인과 유의한 관계가 있어야 한다. 셋 째, 매개변인은 종속변인과 유의한 관계가 있어야 한다. 넷째, 종속변인에 대한 예측변인의 영향은 매개변인을 통제한 후에 줄어든다. 즉, 2단계의 독립변인을 예측변인으로 한 종속변인의 회귀분석에서 나타난 예측변인의 효과(

β

_{값)가 독립} 변인과 매개변인을 함께 예측변인으로 투입하였을 때의 독립변인과 종속변인의

β

_{값보다 커야 한다.}

매개변인이 통제되었을 때 독립변인의 종속변인에 대한 효과가 유의하지 않으 면 독립변인이 오직 매개변인을 통해서만 영향을 주는 것이므로 완전매개효과 (perfect mediating effect)를 갖게 된다. 반면에 매개변인이 통제되었을 때 종속 변인에 대한 독립변인의 효과가 두 번째 단계에서의 종속변인에 대한 독립변인 의 효과보다 작게 되면 독립변인이 종속변인에 직접적인 영향과 매개변인을 통 한 간접적인 영향을 모두 미치는 것이므로 부분매개효과(partial mediating effest)를 갖게 된다.

매개효과가 나타날 경우, 이에 대한 유의성을 검증하기 위해 Sobel 검증방법을 실시하였다. 부분매개효과가 유의한지 분석하기 위한 Sobel test(1982)의 분석방 법은 다음과 같다.

Z=value=

a

b

√b

²×

SEa

²+

a

²×

SEb

²인 Sobel(1982)의 방정식인데, 여기서 a는 경 로 a(독립변인→매개변인)의 비표준화계수, b는 경로 b(매개변인→종속변인)의 비표준화계수, SEa는 경로 a의 표준오차, SEb는 경로 b의 표준오차를 의미한다.

따라서 이렇게 계산된 Z-value가 ±1.96보다 크다면 .05수준에서 매개효과가 통계

적으로 유의하게 된다.

위에서 제시한 회귀분석에 따라 각 매개변인에 대한 타당성을 분석한 결과는 다음과 같다.

가. BAS와 스마트폰 중독 간의 관계에서 정서조절곤란의 매개효과

본 연구에서 예언변인인 BAS가 매개변인인 정서조절곤란에 미치는 영향력이 통계적으로 유의하였고

(β

^=.17,^p^<.001), BAS가 스마트폰 중독에 미치는 영향력에 서도 유의하므로

(β

^=.14,^p^<.01) 첫째, 둘째 조건을 충족한다. 또한 세 번째 조건 인 정서조절곤란이 스마트폰 중독에 미치는 영향력도 유의하였다(

β

=.47, p<.001).

마지막으로 조건을 검증하기 위해 독립변인으로 BAS와 정서조절곤란을 상정하 고 스마트폰 중독을 종속변인으로 하여, 회귀분석을 실시하였다. BAS를 단독으 로 독립변인에 포함시켰을 때에는 영향력이 유의하였으나 정서조절곤란을 함께 포함시켰을 때, 즉 정서조절곤란을 통제한 후 BAS가 스마트폰 중독에 미치는 영향은 유의하지 않았으나(

β

=.06, ns), 정서조절곤란이 스마트폰 중독에 미치는 영향력이 유의미하였다(

β

=.46, p<.001). 그러므로 정서조절곤란은 BAS와 스마트 폰 중독의 관계에서 완전 매개효과를 가지고 있다고 할 수 있다. 이는 BAS 자 체가 직접적으로 스마트폰 중독을 유발시키는 것이라기보다는, BAS가 정서조절 곤란을 매개로 하여 간접적으로 스마트폰 중독에 영향을 미치고 있음을 의미한 다.

BAS와 스마트폰 중독의 관계에서 정서조절곤란의 완전 매개효과의 통계적 유 의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과, Sobel의 Z값은 3.51로 고등학 생의 BAS가 스마트폰 중독에 미치는 영향에서 정서조절곤란의 완전 매개효과는 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타나 완전매개 효과의 유의성이 확인되었다.

표 Ⅳ-4. BAS, 정서조절곤란 및 스마트폰 중독의 중다회귀분석

나. BIS와 스마트폰 중독 간의 관계에서 정서조절곤란의 매개효과

본 연구에서 예언변인이 BIS가 매개변인인 정서조절곤란에 미치는 영향력이 통계적으로 유의하였고(

β

=.45, p<.001), BIS가 스마트폰 중독에 미치는 영향력에 서도 유의하므로(

β

=.15, p<.01) 첫째, 둘째 조건을 충족하였다. 또한 세 번째 조건 인 정서조절곤란이 스마트폰 중독에 미치는 영향력도 유의하였다(^β^=.47,^p^<.001).

마지막 조건을 검증하기 위해 예언변인으로 독립변인인 BIS와 매개변인인 정서 조절곤란을 함께 투입하고 스마트폰 중독을 종속변인으로 하여 위계적 회귀분석 을 실시하였다. BIS를 단독으로 독립변인에 포함시켰을 때에는 유의하였으나 정 서조절곤란을 함께 포함시켰을 때, 즉 정서조절곤란을 통제한 후 BIS가 스마트 폰 중독에 미치는 영향은 유의하지 않았으나(

β

=-.08, ns), 정서조절곤란이 스마트 폰 중독에 미치는 영향력이 유의미 하였다(

β

=.50, p<.001). 그러므로 정서조절곤 란은 BIS와 스마트폰 중독의 관계에서 완전 매개효과를 가지고 있다고 할 수 있 다. 이는 BIS 자체가 직접적으로 스마트폰 중독을 유발시키는 것이라기보다는, BIS가 정서조절곤란을 매개로 하여 간접적으로 스마트폰 중독에 영향을 미치고 있음을 의미한다.

BIS와 스마트폰 중독의 관계에서 정서조절곤란의 완전매개효과의 통계적 유의 성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과, Sobel의 Z값은 7.67으로 고등학 생의 BIS가 스마트폰 중독에 미치는 영향에서 정서조절곤란의 완전매개효과는

p

<.001 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

표 Ⅳ-5. BIS, 정서조절곤란 및 스마트폰 중독의 중다회귀분석

문서에서 고등학생의 행동활성화체계/행동억제체계가 스마트폰 중독에 미치는 영향에서 정서조절곤란의 매개효과 (페이지 36-41)