• 검색 결과가 없습니다.

건강운동 심리자원 척도의 타당화

연구 Ⅱ. 건강운동 심리자원 척도 개발 및 타당화

2) 건강운동 심리자원 척도의 타당화

7요인 36문항에 대해 473명의 건강운동참여자 및 운동비참여자를 대상으로 설문조사를 실시하여 자료를 수집한 후 문항 적합성 검증을 실 시하였다. 본 연구에서는 기술통계분석을 통해 자료의 정규성을 확인하 였고 각 문항의 신뢰도 분석을 실시하였다. 구체적으로, 모든 문항의 왜 도와 첨도의 절대 값이 각각 기준치인 2와 7를 초과하지 않아 정규분포 성이 있는 것으로 나타났으며(배병렬, 2014), KMO(Kaiser–

Meyer-Olkin) 적합도 지수와 Bartlett의 구형성 검증 결과 값이 모두 양호한 것으로 확인되어 36개의 예비문항으로 구성된 척도가 요인분석 에 적합하다고 판단하였다. 각 문항의 신뢰도 분석에서는 문항-총점 간 상관을 살펴볼 필요가 있다. 이는 문항의 변별력을 가늠할 수 있는 지수 로서 Likert 척도를 이용한 경우에 사용하는 문항 분석 기법이다. 만약 문항-총점 간의 상관이 낮으면 특정 문항에 대한 개인의 응답이 높거나 낮을 때, 전체적인 점수를 파악하기 어려울 수 있어 문항의 변별력이 떨 어진다고 할 수 있다(탁진국, 2007). 본 연구에서 개발된 건강운동 심 리자원 척도의 문항은 일반적으로 통용되는 .40을 기준을 모두 상회하는 것으로 나타났다.

척도 개발 과정에서 주로 사용되는 요인분석에는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석이 있다. Boateng 등(2018)이 제시한 측정도구 개발 절차에 의하면, 문항 적합성과 요인분석 적용 가능성을 확인한 후 탐색 적 요인분석부터 실시하는 것이 일반적이다. 하지만 탐색적 요인분석은 요인이 정해지지 않은 상태에서 이론적 확신 없이 수집한 자료에 의존하 여 요인을 구분하기 때문에, 이론적 배경이나 연구자의 예상과 달리 우 연한 결과를 양산할 수 있는 가능성이 매우 높다(박일혁, 엄한주, 이기 봉, 2014). 본 연구에서는 연구자가 이미 심층면담과 개방형 설문 그리 고 전문가 집단의 회의를 통해 요인을 확정 지었기 때문에 탐색적 요인 분석을 생략하고 확인적 요인분석을 실시하였다. 수집된 전체 473개의

자료의 절반(n=237)을 무작위로 추출하여 7요인(낙관성, 자기통제성, 자율성, 경쟁의식, 강박감, 자기효능감, 신체활동성) 36문항 모형을 채 택하여 확인적 요인분석을 실시한 결과, 절대적합지수 기준을 충족시키 지 못했으며 CFI, TLI 등의 상대적합지수 또한 양호하지 않게 나타났 다. 이에 표준화 회귀계수가 .60 미만으로 나타난 8문항을 제거하였다.

확인적 요인분석을 통해 제거된 문항들은 다시 내용타당도를 검증하 여 최종 삭제를 결정하였다. 먼저, 낙관성 요인의 ‘운동을 열심히 하면 자신감이 높아진다고 믿는다’, ‘열심히 운동하면 건강해진다고 믿는다’ 두 문항은 ‘꾸준히 운동하면 웰빙을 경험한다고 믿는다’에 포함될 수 있는 내용으로 판단하였다. 자율성 요인의 ‘스스로 운동을 계획한다’ 문항은 의 미가 다소 모호할 수 있겠다는 판단으로 삭제하였으며, 경쟁의식 요인의

‘내가 운동하는 모습을 보고 타인이 부러워했으면 좋겠다‘ 문항은 다른 사람들에게 자신의 운동능력을 뽐내거나 인정받고 싶어 하는 다른 문항 에서 측정이 가능할 것이라고 판단하여 삭제하기로 결정하였다. 또한 자 기효능감 요인의 ’운동할 때 스스로 동기부여하는 방법을 알고 있다‘는 표준화 회귀계수가 낮게 나타난 문항일 뿐만 아니라 자기통제성 요인과 의 상관이 높게 나타날 것이라고 판단하여 삭제하였다. 마지막으로 신체 활동성 요인의 ’강한 강도로 운동하면 짜증이나 화가 풀리기도 한다‘, ’운 동하며 땀을 흘리고 나면 개운하다는 생각이 든다‘, 운동을 하면 하루의 스트레스가 해소되는 기분이다’ 문항은 신체활동을 추구하고자 하는 기질 이나 성향이라기보다는 신체활동을 통한 긍정정서 경험이나 부정정서 해 소와 관련이 깊다고 판단하여 최종적으로 삭제하였다. 최종적으로 7요인 28문항(각 4문항)에 대한 확인적 요인분석을 실시하였고 모든 상대적합 지수의 기준치를 모두 충족하는 적합한 모형임을 확인하여(배병렬, 2014), 7개 요인 28문항으로 구성된 척도의 구성타당도가 검증되었다.

이후 전체 473개의 자료에 대해 최종 28문항에 대한 신뢰도 분석을 다시 실시하였고 하위요인별 신뢰도와 문항-총점 상관이 모두 양호한 것

으로 확인되어 개념타당도를 검증하였다. 그 결과, 모든 문항의 요인부 하량이 .6 이상으로 기준치를 충족하였고, 모든 요인의 평균분산추출 (AVE) 값과 개념신뢰도(C.R.) 값이 각각의 기준치인 .5와 .7 이상으로 나타났고, 이를 통해 각 요인을 구성하는 문항들의 내적 일치도(집중 타 당도)가 검증되었다. 다음으로 척도의 판별 타당도를 검증하기 위해 하 위요인들 간의 상관계수를 제곱한 값(결정계수)이 평균분산추출(AVE) 값을 비교하였다. 그 결과, 건강운동 심리자원 척도를 구성하는 하위요 인들의 결정계수는 각 요인들의 AVE 값보다 낮게 나타나 각 하위 요인 이 독립적으로 상이한 개념을 측정하고 있다는 것(판별타당성)이 검증되 었다. 특히 건강운동 심리자원 척도를 구성하는 각 요인 간의 상관성은 편차가 크게 나타났는데(예: 낙관성-경쟁의식 간의 상관 = .123, 낙관 성-자기효능감 간의 상관 = .581), 이는 건강운동 심리자원 척도가 다 차원적으로 구성되어 있음을 의미한다. 집중타당도와 판별타당도가 검증 됨으로써 건강운동 심리자원 척도 내 각 하위요인을 구성하는 문항들이 해당 요인을 잘 설명하면서 서로 다른 개념을 측정한다는 것을 확인하였 다. 하지만 이러한 결과는 건강운동 심리자원을 전체 척도로서 활용할 수 있는지에 대한 고민을 야기한다. 서로 뚜렷하게 구분되는 요인들이 같은 척도를 구성하고 있기 때문에, 각 하위요인들을 독립적인 척도로 활용하는 방법도 고려할 수 있다. 건강운동 참여자의 운동 참여 동기 등 을 탐구하는 후속 연구들을 통해 통합된 척도와 하위요인별로 독립된 척 도로서의 효용성에 대한 탐구가 필요하다.

다음으로, 준거 관련 타당도 검증 방법의 하나인 공인타당도를 검증 하기 위해 영역을 불문하고 가장 빈번하게 사용되는 심리자원 척도인 긍 정심리자본 척도와의 상관분석을 실시하였다. 그 결과, 건강운동 심리자 원 척도의 모든 하위요인은 한국판 긍정심리자본 척도의 총점 및 하위요 인들과 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타나(.103~.373), 공인타 당도가 검증되었음을 확인하였다.

구체적으로, 가장 높은 상관을 보인 것은 건강운동 심리자원의 낙관 성 요인과 긍정심리자본의 낙관주의 요인 간의 상관인데, 이는 일반적 낙관성이 건강운동 영역의 낙관성과 밀접한 관련을 지님을 시사한다. 건 강운동 심리자원의 자기효능감과 긍정심리자본의 자기효능감이 상대적으 로 높은 상관관계를 갖는 것도 같은 맥락에서 이해할 수 있다. 긍정심리 자본을 구성하는 심리자원들의 정의를 살펴보면 특정 건강운동 심리자원 하위요인과의 유의한 상관을 예측할 수 있다. 즉, 개인이 미래에 대해 갖는 긍정적인 믿음과 희망으로 기술되는 낙관주의(Peterson, 2000), 개인이 설정한 목표에 대한 긍정적 동기부여 상태로 정의되는 희망 (Snyder & Rand, 2003), 삶에서 역경을 극복할 수 있는 회복탄력성 (Rutter, 1995), 특정 영역에서의 자신감을 의미하는 자기효능감 (Bandura, 1997)의 개념을 건강운동 영역으로 구체화시켜보면 유사한 측면을 찾아볼 수 있다는 것이다. 운동에 대한 긍정적인 기대와 신뢰인 낙관성, 개인의 운동 목표를 위해 강하게 동기부여되어 자신을 통제하는 자기통제성, 건강운동을 잘 수행할 수 있다고 믿는 자기효능감 등은 일 반적 영역에서의 긍정심리자본의 개념을 운동 영역에 구체화하여 적용시 킨 심리자원이라고 볼 수 있다. 또한 공인타당도 검증을 위해 사용된 한 국판 긍정심리자본 척도는 스포츠 및 건강관리 영역에서 그 타당도가 검 증된 척도로서(임태홍, 2014), 선수들의 수행능력 및 선수 만족도(김은 지, 허정훈, 2017)와 일반 생활체육 참여자의 운동 지속에 기여할 수 있는 심리 요인으로 밝혀진 바 있다. 본 연구 결과를 통해 건강운동 지 속에 관여하는 심리자원들과 긍정심리자본 간에는 공통분모가 있다는 것 을 확인할 수 있다.

한편, 어감 상 ‘긍정적’ 심리자원으로 고려하기 힘든 건강운동 심리자 원 척도의 자율성, 경쟁의식, 강박감, 신체활동성 요인이 긍정심리자본 의 하위요인들과 상대적으로 낮지만 유의한 상관이 나타난 것은, 상기 요인들이 건강운동을 지속하는 것에 있어서는 ‘긍정적’으로 작용할 수 있

다고 해석할 수 있다. 다르게 표현하면, 일상에서의 긍정적 태도와 관련 이 깊은 긍정심리자본과(임태홍, 2014) 건강운동을 지속적으로 참여하 는 것에 긍정적인 태도를 갖는 건강운동 심리자원은 상황과 맥락의 차이 가 존재할 뿐, 긍정적인 영향력을 행사하는 것은 동일하다는 것이다. 이 와 같은 결과는 자원의 명칭이 긍정적 어감을 갖지 않더라도 특정 영역 에서 유용한 자원으로 기능할 수 있음을 시사한다. 다른 영역에서는 강 박감이나 경쟁의식이 부정적으로 작용할 수 있는 한편, 건강운동을 지속 하기 위해서 긍정적으로 기능하는 심리자원이 될 수 있다는 것이다.

이상의 공인타당도 검증을 통해 본 연구에서 개발한 건강운동 심리 자원 척도는 건강운동 지속에 긍정적으로 기여하는 심리자원을 측정함과 동시에 일반적 긍정심리자본과는 구분되는 건강운동이라는 영역특수성을 고려한 심리자원을 측정하는 것으로 확인되었다.

공인타당도 검증 이후 본 연구에서 개발된 건강운동 심리자원 척도가 다른 표본에서 적용될 수 있는 지 확인하기 위해 교차타당도 검증을 실 시하였다. 이를 위해 두 개의 표본이 필요하여 전체 자료(n=473)를 추 정표본과 검증표본으로 구분하여 분석하는 표본분할법을 사용하였다. 확 인적 요인분석에 활용한 자료(n=237)와 나머지 자료(n=236)로 구분 하여 다집단 분석을 실시한 결과, 형태 동일성과 측정동일성 그리고 절 편동일성이 검증되어 교차타당도를 확보할 수 있었다.

마지막 타당도 검증으로 건강운동 참여 여부에 따라 요인구조가 동일 하게 나타나는지 확인하고자 집단 간 구인 동등성 검증을 실시하였다.

이를 위해 교차타당도 검증과 마찬가지로 다집단 분석을 실시하였으며, 건강운동에 규칙적으로 참여하는 집단과 건강운동에 참여하지 않는 집단 간의 측정동일성이 검증되어 개발된 척도가 두 집단 모두에게 적용될 수 있음을 확인하였다. 구인동등성 검증을 바탕으로 독립표본 t검정을 실시 하여 두 집단 간의 건강운동 심리자원 척도의 하위요인과 총점의 평균 차이를 확인하였다. 그 결과, 통계적으로 유의한 수준에서 건강운동 참