한국체육학회지, 2017, 제 56 권제 3 호, 57-68 The Korean Journal of Physical Education, 2017, 56(3), 57-68 http://dx.doi.org/10.23949/kjpe.2017.05.56.3.6 ISSN 1738-964X(Print) / ISSN 2508-7029(Online) 대학생의신체활동과운동정체성및정신건강과의관계 The Relationships between Physical Activity Participation, Exercise Identity, and Mental Health among University Students 김민준경기대학교 유정인 * 고려대학교 Kim, Min-Jun kyonggi Univ. Yoo, Jung-In Korea Univ. 요약 이연구의목적은신체활동참여와정신건강간의관계에서운동정체성의매개효과및성별집단간의구조동일성을검 증하는데두었다. 연구대상은남녀대학생 441 명 ( 여학생 136 명, 남학생 305 명 ) 이며, 신체활동과운동정체성및정신건강을 측정하는질문지에응답하였다. 자료는기술통계, 상관분석, 일원다변량분석, 구조방정식모형분석, 그리고다집단구조 방정식모형분석을통해처리되었다. 구조방정식모형분석의결과대학생들의운동정체성은신체활동참여와정신건강 간의관계를부분적으로매개하는하는것으로나타났다. 다집단구조방정식모형분석의결과신체활동참여가운동정체 성을통해정신건강에영향을미치는방식은남녀대학생집단간에다른것으로나타났다. 이결과는규칙적인중 고강도 운동참여가대학생들의정신건강을직접적으로증진시켜줄뿐만아니라강한운동정체성을증진시킴으로써정신건강을 유지하는데에기여한다는사실을시사한다. 주요어 : 신체활동, 운동정체성, 정신건강 Abstract The purpose of this study were to investigate the mediating effect of exercise identity in the relationship between physical activity participation and general mental health, and to test the invariance of the hypothesized research model across gender. Subjects were 441 university students (136 females, 305 males) and responded to a set of questionnaires measuring physical activity, exercise identity, and mental health. Data were descriptive statistics, correlation, one-way MANOVA, structural equation, modeling, and multi-group analysis. The results of structural equation modeling show that university students exercise identity partially mediated the relationship between the intensity of physical activity and mental health. Also, the results of multi-group analysis indicated that the effect of physical activity on mental health via exercise identity was variant across gender. These findings imply that participation in moderated and vigorous physical activity directly enhanced to university students; mental health, but also contribute to maintain it by facilitating their exercise identity. Key words: physical activity, athletic identity, mental health, university students * surfyji@nate.com Copyrightc2017 KAHPERD
58 한국체육학회지제 56 권제 3 호 서론 대학생들이경험하는스트레스는학교생활부적응을비롯하여가치관왜곡과자살충동, 그리고우울과불안등의정신건강에매우부정적인영향을미치는것으로보고되고있다 ( 김현정, 고영건, 2012; 오은진, 안성아, 2017: 이유리, 김남중, 2014). 위의결과는많은대학생들이심리적으로나정신적으로어려움을경험하고있음을시사한다. 따라서대학생들의정신건강은향후가정과사회생활적응에상당한영향을미칠수있으므로이들이건강한정신상태를유지하고정신적문제를스스로사전에예방하고해결하는데에많은관심이요구된다. 정신건강이란전통적으로우울, 불안장애, 적응장애등과같이정신병리에초점이맞추어졌지만, 최근이러한정신질환의부재뿐만아니라만족스러운인간관계와이를유지할수있는개인적, 사회적적응을의미한다 (Davis et al., 2015). 이는정신건강이정신적, 심리적문제가없는것뿐만아니라개인이정신적심리적으로만족하여최적의기능이가능한상태를포함하는개념임을의미한다 ( 오혜영, 김성은, 2016). 이점에서대학생들이정신건강을증진시키기위해서는규칙적인신체활동에참여하는것이필요하다 ( 이계윤, 송현종, 2013; 한혜원, 최영훈, 2013; Cohen, Baker, & Ardern, 2016; Knaeps, Charlier, Mertens, Lefevre, & Bourgois, 2017; Sato, Du, & Inoue, 2016). 가령, 여가시간에대학생들의규칙적인신체활동참여는대학생활만족과심리적안녕감을증진시키고 ( 이계윤, 송현종, 2013), 심신의건강과행복감을촉진시키는기능을한다 (Cohen et al., 2016; Knaeps et al., 2017). 선행연구들도다양한신체활동유형과수준이건강과관련된생활만족감을향상시키고 (Gu, Chang, & Solmon, 2016; Mantovani, Duncan, Codogno, Spiguel, & Fernandes, 2016), 다른연구는신체활동량이최적의건강상태에필요한체력과안녕감을증진시켜준다고보고하였다 (Ohuruogu, 2016). 위의결과는 1988년부터 2015 년까지신체활동량과정신건강과의관계를다룬 13,435편의논문중에서분석기준을충족시킨 98 편의논문들에대하여메타분석을실시한 White, Babic, Parker, Lubans, Astell-Burt 및 Lonsdale (2016) 의연구에서도입증되고있다. White 등 (2016) 에의하면, 여가시간의신체활동이정신건강에미치는긍정적인효과는남녀노소를막론하고모두일관되게나타난다. 이렇듯신체활동참여가건강한정신상태를유지하는데크게기여하지만, 일부연구자들은신체활동을통해정신건강을유지하기위해서는신체활동에대한자기개념으로서운동정체성이중요하다고주장하고있다 ( 이장원, 박중길, 유정이, 2015; Anderson, Mâsse, Zhang, Coleman, & Chang, 2009; Lamont-Mills & Christensen, 2006). 운동정체성이란이를측정하는도구에따라 athletic identity 또는 exercise identity 라고하며, 일반적으로자신을운동하는사람으로서강하게지각하는것을의미한다 (Anderson, 2004). 이러한운동정체성은과거의신체활동습관을비롯하여규칙적인신체활동에참여함으로써신체활동을중요한자기개념으로인식하게된다 (Downs & Ashton, 2011; Miller, Ogletree, & Welshimer, 2002). 이러한사실은과거의신체활동습관이나신체활동수준이개인의운동정체성발달과매우강한관계가있음을보고한선행연구들에서도알수있다. Lamont-Mills와 Christensen(2006) 및 Roncesvalles 와 Manalo (2012) 는청소년의신체활동참여수준이운동정체성을발달시키고, Reifsteck, Gill과 Brooks(2014) 도대학생의신체활동참여는운동정체성과긍정적인관계가있음을보고하고있다. 최근국내에서도여가활동이청소년과대학생들의여가관련정체성발달에긍정적인영향을미친다고보고함으로써기존의연구결과를뒷받침해주고있다 ( 김승현, 2014; 성기덕, 2014; 안경일, 김재현, 2002; 임종은, 유정이, 박중길, 2016). 뿐만아니라운동정체성의역할에주목한일부연구자들은개인의운동정체성이정신건강에미치는효과를규명해오고있다 (Miller & Hoffman, 2009; Pepijn, Kirsten, & Giel, 2011; Ronkainen,
대학생의신체활동참여, 운동정체성및정신건강과의관계 59 Kavoura, & Ryba, 2016). 예를들면, Miller와 Hoffman(2009) 은대학생들의신체활동과관련된정체성은이들의정신적안녕감을증진시켜주고, Pepijn 등 (2011) 도청소년운동선수들의운동정체성은이들의안녕감수준과상당한관계가있음을보고하였다. 기존의연구결과를종합하면, 규칙적인신체활동은정신건강을증진시키는데기여할뿐만아니라운동정체성역시정신건강을증진시키는데기여할수있음을알수있다. 비록규칙적인신체활동, 운동정체성및정신건강간의관계를검증한연구는아직보고된적이없지만, 일부연구는신체활동이운동정체성을통해정신건강증진에기여할수있음을시사하고있다. 가령, Downs 와 Ashton(2011), Portz(2012) 는대학생들의고강도신체활동참여가운동정체성을발달시키고이들의심신의건강을향상시키는데기여할수있기때문에대학생들이규칙적인신체활동에참여할수있도록중재전략을개발하는것이요구된다고주장하였다. 따라서본연구는대학생들의신체활동참여가운동정체성을통해정신건강에영향을미치는지를규명하고, 이러한인과적관계가남녀대학생간에차이가있는지를비교하는것이다. 이는남학생이여학생보다더높은신체활동량과운동정체성을갖기때문이다 (Anderson, Mâsse, Zhang, Coleman, & Chang, 2011). 이에본연구에서는두가지의가설이설정되었다 : 가설 1) 대학생의운동정체성은신체활동참여와정신건강과의관계를매개할것이다. 가설 2) 대학생의신체활동참여가운동정체성을통해정신건강에영향을미치는방식은남녀집단간에차이가있을것이다. < 그림 1> 은기존연구결과에근거하여설정된연구모형으로서신체활동참여가부정적인정신건강상태를감소시킬뿐만아니라운동정체성을증진시켜결과적으로부정적인정신건강상태를감소시킬수있음을보여준다. 본연구에서두가지의연구가설이검증된다면, 앞으로대학생들의정신건강증진을위한신체활동기반의중재전략을개발하는데기여할것을생각된다. 연구방법 그림 1. 연구모형 1. 연구대상이연구는서울시강북구, 성북구및노원구소재의 3개대학교재학생들에게실시되었다. 연구대상은교양체육수강생들이며, 편의표집을통해선정되었다. 설문조사는수업직전에책임연구자와강사들에의해실시되었으며, 학생들에게는연구의목적과설문지작성요령에대해충분한설명이주어졌다. 설문조사에 497명이참여했지만, 회수된설문지중불성실한응답으로판단된 56부를제외시켜 441 명의설문지가자료를분석하는데활용되었다. 연구대상중여학생은 136명 (30.8%) 이며, 남학생은 305명 (69.2%) 이었다. 이들의평균나이는 22.41세 (SD=2.19) 로나타났다. 2. 조사도구 1) 신체활동대학생들의신체활동은 Godin, Jobin 및 Bouillon (1986) 의국문판여가시간운동참가질문지 (Leisure- Time Exercise Questionnaire; 이강헌, 김병준, 안정덕, 2004) 를통해평가되었다. 이질문지는여가시간에세가지운동 ( 저강도, 중강도, 고강도 ) 을일주일에 15분이상몇회하는가를측정하도록되어있다. 본연구에서는대학생들의실제신체활동참여수준을평가하기위해주당중강도 ( 예 : 빠르게걷기, 테니스등 ) 와고강도운동 ( 심장이빠르게뛰는운동으로서달리기, 수영등 ) 빈도에각에너지소비량의가중치 ( 중강도 5, 고강도 9) 를곱하여대학생들의운동량 (METs) 을산출하였다 [ 운동량산출공식
60 한국체육학회지제 56 권제 3 호 =( 저강도운동주당횟수 5)+( 고강도운동주당횟수 9)]. 2) 운동정체성대학생들의운동정체성은김철휘 (2015) 가대학생들에게사용한운동정체성척도 (Exercise Identity Scale; Anderson & Cychosz, 1994) 를통해측정되었다. 이질문지는운동과관련된자기정체성을측정하는 9개의문항으로이루어져있다 ( 예 ; 나자신에대해좋은기분을느끼기위해열심히운동을한다 ). 각문항은 7점척도 (1= 전혀그렇지않다, 7= 확실히그렇다 ) 로반응하며, 평균점수가높으면운동에대한자기개념이높은것으로해석한다. 전체자료에대하여탐색적요인분석 ( 최대우도방식, verimax) 을실시한결과, 9개문항의분산비는 67.27% 이었다. 각문항의요인부하량은.753에서.874까지이며, 신뢰도 (α) 는.948이었다. 확인적요인분석의결과측정모형의적합도는수용할만하였다 (χ²=224.38, df=27, p=.001, Q=8.31, TLI=.922, CFI=.941, RMSEA=.076). 3) 정신건강대학생의일반정신건강은전효정 (2013) 이대학생들에게사용한간편형정신건강척도 (Brief Symptom Inventory: Derogatis, 2001) 를통해평가되었다. 이질문지는신체화 (6문항), 우울 (6문항), 불안 (3문항), 공포 (3문항) 을측정하는 4요인 18문항으로서 5점척도 (0= 전혀그렇지않다, 4= 매우그렇다 ). 평균점수가낮으면정신건강수준이양호함을의미한다. 탐색적요인분석 ( 최대우도방식, direct oblimin) 의결과, 2개문항 (8번, 11번 ) 이.4 이하의낮은공통성을보였고, 우울을측정하는 1문항 (14 번 ) 이신체화요인과.4 이상의높은중복부하량을보였다 ( 누적분산비 =60.56%). 이들세문항을삭제한후탐색적요인분석을실시한결과, 고유치 1 이상을기준으로우울과불안및공포를측정하는 9 문항이단일요인으로묶임에따라 2요인 15문항의누적분산비는 63.28% 이었다 ( 분산비 : 신체화 = 51.83%, 우울 / 불안 / 공포 =11.45%). 요인별부하량은.625에서.872까지로나타났다 ( 신체화 =.642-.872, 우울 / 불안 / 공포 =.625-.751). 확인적요인분석의결과측정모형의자료에적합하였다 (χ²=569.01, df=89, p=.001, Q=6.39, TLI=.901, CFI=.918, RMSEA=.079). 3. 자료분석자료는 SPSS 21과 AMOS 21 프로그램을이용하여다음과같이처리되었다. 첫째, 수집된자료가다변량정규성가정을충족하는지알아보기위해기술통계가실시되었다. 둘째, 질문지의잠재적요인구조의타당도와신뢰도를알아보기위해탐색적요인분석과내적일관성분석이실시되었다. 셋째, 잠재변수간의관계를알아보기위한상관분석이실시되었다. 넷째, 운동정체성의매개효과를알아보기위해구조방정식모델분석이실시되었다. 연구모형의적합도는 χ², CFI, TLI와 RMSEA 를활용하여평가되었다. 모든통계적유의성검증은 α=.05 수준에서이루어졌다. 결과 1. 기술통계 < 표 1> 은신체활동량 (METs) 을제외하고확인적요인분석을통해확정된 24개문항의기술통계량을제시한것이다. 각문항의표준편차 ( 2), 왜도 ( 2) 및첨도 ( 2) 를살펴본결과, 모든문항이일반적인기준치이하의값을보였다. 이결과는수집된자료가다변량정규분포성가정을충족시키고있음을의미한다. 2. 상관관계 < 표 2> 는연구모형에설정된측정변인간의상관계수, 평균과표준편차, 그리고남녀집단간잠재변수의차이를알아보기위한일원다변량분석결과를함께제시한것이다.
대학생의신체활동참여, 운동정체성및정신건강과의관계 61 표 1. 운동정체성과정신건강질문지의기술통계량 변인 M SD 왜도 첨도 운동정체성 i1. 나스스로운동을하는사람이라생각한다. 4.61 1.56 -.35 -.58 i2. 다른사람들과이야기할때, 내가하는운동에대해서말을한다. 4.59 1.71 -.49 -.60 i3. 내가운동을하는데있어서여러가지목표를가지고있다. 4.61 1.46 -.52 -.03 i4. 운동은나의자기개념에중요한요소이다. 4.96 1.45 -.68.32 i5. 나자신에대해좋은기분을느끼기위해운동을한다. 5.15 1.44 -.85.46 i6. 주위사람들은나를규칙적으로운동을하는사람으로알고있다. 4.08 1.74 -.15 -.83 i7. 나에게운동이운동그이상의의미를갖고있다. 4.44 1.52 -.32 -.42 i8. 내가운동을그만둔다면무언가를잃어버린기분이들것같다. 4.27 1.75 -.19 -.83 i9. 운동은내가자주생각하는중요한일과이다. 4.38 1.71 -.21 -.89 정신건강 h1. 머리가무겁거나어지럼증을느낀다..83.95.94.08 h2. 아무것에도관심이없다..70.99 1.16.32 h3. 신경이예민하고마음이안정이안된다..87 1.04 1.05.37 h4. 평소보다가슴이더두근거리거나아프다..57.91 1.62 1.01 h5. 외롭다는느낌이든다. 1.00 1.18.91 -.27 h6. 긴장이많이된다. 1.03 1.12.83 -.23 h7. 속미메스껍거나배탈이난다..83 1.10 1.20.55 h9. 별다른이유없이깜짝깜짝놀란다..58 1.12 1.56 1.38 h10. 가슴이답답하고숨쉬기가곤란하다..57 1.10 1.79 1.52 h12. 공포에휩싸이는때가있다..45 1.07 1.33 1.26 h13. 손발이저리거나통증을느낀다..54 1.09 1.82 1.09 h15. 안절부절가만히앉아있을수가없다..62 1.22 1.13 1.56 h16. 몸이많이허약해졌다는느낌이든다. 1.16 1.42 1.70.03 h17. 모든기대와희망이끊어졌다는생각이든다..53 1.11 1.78 1.19 h18. 괜히두려운느낌이든다..55 1.08 1.86 1.12 표 2. 측정변수간의상관계수및일원다변량분석결과요약 변인 M(SD) 1 2 3 4 1. 신체활동량 (METs) 남 (n=305) 여 (n=136) M SD M SD F P 26.43(16.62) 1 28.29 16.55 22.27 16.06 12.69.001.03 2. 운동정체성 4.56(1.34).48 1 4.86 1.21 3.89 1.39 54.93.001.11 3. 신체화.61(.96) -.17 -.15 1.58 1.06.69.70 1.24.264.00 4. 우울 / 불안.83(.82) -.33 -.30.48 1.77.78.97.89 5.92.015.01 p<.01 먼저, 대학생들의신체활동량은운동정체성간 의강한정적관계를보였으며 (r=.48), 운동정체성 은정신건강의두하위요인과부적관계를보였다. 또한신체활동량은신체화와우울 / 불안사이에모
62 한국체육학회지제 56 권제 3 호 두부적으로관련이있었다. 이결과는연구모형에설정된잠재변수간의방향과일치하고있음을보여준다. 다음으로, 대학생들의신체활동량과운동정체성, 정신건강의하위요인이남녀집단사이에차이가있는지살펴보았다. 공분산행렬에대한 Box의동일성을검증한결과, 두집단간의공분산행렬은동일하지않았다 (Box s M=88.01, F=8.69, p=.001). 이에현행유의수준을 α=.01 로보다엄격히설정한결과, 성별에따른주효과는 Wilks λ=.88, F(4,436)=13.68, p=.001, η²=.11, Power=1.00 으로유의하여단변량 F값이검토되었다. < 표 2> 에서와같이, 남자대학생이여자대학생들에비해신체활동량과운동정체성수준이더높지만, 정신건강수준에서는남녀집단간의차이는없었다. 3. 구조방정식모형분석연구가설 1을검증하기위해구조방정식모형분석이실시되었다. 가설을검증하기전, 연구모형에설정된경로의방향성과통계적유의성이검토되었다. 그결과연구모형의적합도는수용할만하였다 (χ²= 297.89, df=52, p=.001, Q=5.72, TLI=.916, CFI=.933, RMSEA=.074). < 그림 2> 에서보듯이, 신체활동에서운동정체성에이르는경로는정적으로, 운동정체성에서정신건강에이르는경로는부적으로, 그리고신체활동에서정신건강에이르는경로는부적방향으로모두유의하였다. 다중상관자승값을살펴보면, 운동정체성은신체활동에의해분산의 24% 를, 그리고정신건강은신체활동과운동정체성에 의해분산의 15% 를설명하는것으로나타났다. 세경로의직접효과가예측된방향으로모두유의함에따라연구가설 1이검증되었다. 이를위해신체활동이운동정체성을통해정신건강에미치는간접효과가통계적으로유의한지를알아보기위해부트스트래핑이실시되었다 ( 표본크기 =1,000). 그결과간접효과는 -.003(S.E.=.001, p=.002) 으로유의하였다. 따라서신체활동에서정신건강에이르는경로의총효과모형의비표준화계수는 -.01(S.E=.00, C.R.=-3.71, p=.001, β= -.35), 부분매개모형의비표준화계수는 -.007(S.E=.00, C.R.=-3.27, p=.001, β =-.25) 이기때문에, 운동정체성의매개효과크기는약 71% 이었다. 이결과는운동정체성이신체활동과정신건강과의관계를부분적으로매개함을시사하기때문에, 연구가설 1은지지된것으로볼수있다. 4. 다집단구조방정식모형분석연구가설 2를검증하기위해다집단구조방정식모형분석이실시되었다. < 표 3> 에서보듯이, 남녀집단별구조모형의적합도는일반기준치에근접하거나상회함으로써수용할만한것으로평가되었다. 구조계수를제약하지않은비등가제약모형과구조계수가동일하다고제약한등가제약모형간의 χ² 차이는 Δχ²= 37.52, Δdf= 12, p=.001로유의하였다. 두모형간 χ² 차이가유의함에따라세경로의구조계수각각에대해남녀집단간의 χ² 변화량이비교되었다. < 그림 3> 에서보듯이, 신체활동 운동정체성에이르는경로의비표준화계수는여학생이 그림 2. 구조방정식모형분석결과요약
대학생의신체활동참여, 운동정체성및정신건강과의관계 63 표 3. 매개효과검증을위한구조방정식모형분석결과 모형 χ² df Q CFI TLI RMSEA χ² df 남학생 276.08 52 5.30.922.905.079 여학생 175.90 52 3.38.904.898.081 비제약모형 452.14 104 4.34.923.906.077 등가제약모형 489.66 116 4.22.915.901.076 37.52 12 p<.001 그림 3. 다집단구조방정식모형분석결과 ( 남학생 / 여학생 ) 남학생보다더크고 (Δχ²=35.66, p=.001), 운동정체성 정신건강에이르는경로의비표준화계수도여학생이더크며 (Δχ²=33.35, p=.001), 신체활동 정신건강에이르는경로의비표준화계수는여학생집단에서만유의하였다 (Δχ²=31.72, p=.001). 이결과는대학생들의신체활동량이운동정체성을통해정신건강에영향을미치는방식이성별에따라다르다는사실을보여주기때문에, 연구가설 2는지지된것으로볼수있다. 논의 자기정체성은행동과학연구에서매우중요한개념이자최근스포츠심리학분야에서많은관심을받고있는주제중하나이다 (Ronkainen et al., 2016). 가령, 신체활동에지속적으로참여함으로써형성된운동정체성은대학선수들뿐만아니라일반운동참가자들의의도와행동간의관계를매개하거나조절하는중요한변수로서알려져있다 ( 김철휘, 2015; 임종은등, 2016; Anderson et al., 2009; Lamont-Mills & Christensen, 2006; Reifsteck et al., 2014). 그럼에도운동정체성이신체활동참여와정신건강간의관계를매개하는지에대해서는현재까지구체적으로알려져있지않다. 본연구는기존연구자들 (Davis et al., 2015; Downs & Ashton, 2011; Miller & Hoffman, 2009; Portz, 2012) 의제안에따라신체활동과정신건강과의관계에서운동정체성의매개효과와그동일성을검증하였다. 먼저, 첫번째가설로서대학생의운동정체성이신체활동참여와정신건강과의관계를매개하는지를검증하였다. 그결과대학생들의신체활동참여가직접부정적인정신건강상태를감소시키는것으로나타났고, 이와더불어서운동정체성에긍정적인영향을미침으로써결과적으로부정적인정신건강상태를감소시키는데에기여한것으로확인되었다. 이결과는중 고강도신체활동이운동정체성을통해서뿐만아니라직접적으로부정적인정신건강상태를완화시켜대학생들로하여금건강한정신상태를유지하도록도움이된다는사실을보여준다. 국내외적으로정신건강에대한운동정체성의효
64 한국체육학회지제 56 권제 3 호 과를구체적으로규명한연구결과는거의찾아볼수없지만, 본연구결과는신체활동참여가직접적으로정신건강상태와상당한관련이있음을보고한일부연구결과를지지해주고있다 (Cohen et al., 2016; Davis et al., 2015; Downs & Ashton, 2011; Gu et al., 2016; Knaeps et al., 2017; Ohuruogu, 2016; Portz, 2012; White et al., 2016). 위의결과는개인이규칙적으로신체활동을통해일상생활로부터경험하는스트레스를해소하고신체활동자체에대한만족감이높기때문에부정적인정신상태가상당부분해소됨을보여준다. 본연구에참여한대학생들또한규칙적으로신체활동에참여함으로써지각된스트레스, 우울, 불안등을완화시킬수있었던것으로추정된다. 더욱이, 대학생들의신체활동은이들에게운동정체성을증가시키고, 증가된운동정체성은이들로하여금건강한정신상태를유지하도록기여한것으로나타났다. 기존연구들역시신체활동참여와운동정체성발달사이에매우강한관계가있음을보고해오고있다. 비록지나치게강한운동정체성이대학생들로하여금운동중독에빠뜨릴수있는위험인자이지만 (Murray, McKenzie, Newman, & Brown, 2013), 다른연구들은규칙적인신체활동이개인으로하여금신체활동을자신의중요한생활의일부이자가치관에부합된다고지각하게함으로써신체활동에지속적으로참여하도록이끈다고하였다 (Fekadu & Krat, 2001; Reifsteck et al., 2014; Roncesvalles & Manalo, 2012). 뿐만아니라이렇게증가된운동정체성은지속적이고규칙적으로신체활동에참여하게만듦으로써부정정신정신건강상태를해소하는데기여하는중요한요소로서제시되고있다 (Davis et al., 2015; Downs & Ashton, 2011; Pepijn et al., 2011; Portz, 2012). Portz(2012) 는고강도신체활동이대학생들의정신건강에영향을미치는중요한이유중하나는강한운동정체성임을제시하였다. de Bruijn 와 van den Putte(2012) 도신체활동의도가운동행동에영향을미치는데있어서운동정체성의역할이크고, Miller 와 Hoffman(2009) 도대학생들의스포츠와신 체활동과관련된정체성이건강한정신상태를유지하는데기여하는중요한요소임을제시하였다. 위의결과는대학생들이규칙적인신체활동을통해바람직한자기정체성을확립하는것이건강한정신상태유지에매우중요함을시사한다. 다음으로, 두번째연구가설로서대학생의신체활동참여가운동정체성을통해정신건강에영향을미치는방식이남녀집단간에차이가있는지를검증하였다. 그결과전반적으로여학생이남학생보다신체활동이운동정체성을통해정신건강에기여하는효과가유의미하게더크게나타났다. 물론이결과가본연구에참여한여학생들의개인차요인들에기인한것인지는단정지울수없지만, 본연구에서설정된연구모형은남녀대학생집단으로부터동일한반응을얻을수있음을시사한다. 이는신체활동이운동정체성을통해정신건강에미치는영향력은남녀대학생들에게다르다는사실을보여준다. 이결과역시선행연구가없어직접적으로비교할수없지만, Anderson 등 (2011) 은일반적으로남자청소년이여학생보다더강한운동정체성을보이는경향이있다고하였다. 이결과는추후청소년과대학생들을대상으로검증할필요가있지만, 한가지중요한발견은정신건강에대한중고강도신체활동과운동정체성의긍정적인효과는여학생들에게더크다는점이다. 따라서대학생들이건강한정신상태를유지하기위해서는규칙적인신체활동을통해바람직한자기정체성을확립하고, 지도자역시청소년과대학생들로하여금이상적인외모와체형에대한과도한관심보다는건강한자기정체성을형성및발달시키도록격려하고도움을제공해야할것이다. 다만, 앞서연구방법에서와같이정신건강질문지의요인분석결과, 불안과우울, 그리고공포가단일요인으로추출됨에따라이를사용했기때문에, 후속연구에서는이질문지의측정모델을재차평가하는것도필요하다. 번역본질문지에서와같이 4요인구조로추출되었을경우, 신체활동참여와운동정체성이정신건강에미치는효과가다르게나타날
대학생의신체활동참여, 운동정체성및정신건강과의관계 65 수가있기때문이다. 결론및제언 이상과같이, 운동정체성과정신건강에관한연구결과에근거하여남녀대학생 441명을대상으로운동정체성이신체활동참여와정신건강간의관계를매개하는지를분석함과동시에이러한구조적관계가남녀집단간에차이가있는지를분석하였다. 그결과당초기대한바와같이두가지의연구가설이지지됨으로써유의미한결론이도출되었다. 첫째, 여가시간에대학생들의중 고강도신체활동참여는직접적으로건강한정신상태를유지하는데에기여할뿐만아니라강한운동정체성을발달시켜이들의정신건강상태에기여한다. 둘째, 대학생들의중 고강도신체활동참여가운동정체성을통해건강한정신상태에긍정적인영향을미치는방식은대학생의성별에따라다르다. 이들결과는중 고강도신체활동참여가대학생들에게강한운동정체성을형성시켜줌으로써바람직한정신건강상태를유지시키는데중요한기능을할수있음을시사한다. 물론, 기존연구들은중 고강도신체활동이심혈관질환을예방하고체력을증진시켜주며 (Lavie, Arena, Swift, Johannsen, Sui, Lee et al., 2015), 심리적안녕감과행복감그리고정신건강증진에도움이된다는사실을일관되게제시해왔다 (Schutte & McNeil, 2015; Strachan, Brawley, Spink, & Jung, 2009). 더욱이, 신체활동을통해형상된운동정체성이우울과불안등을해소시켜줌으로서건강한정신상태를유지하는데에도움이된다는사실도보고되었다 (Knaeps et al., 2017; Miller & Hoffman, 2009). 위의결과는본연구결과를지지해주지만, 정신건강상태에대한신체활동량과운동정체성의설명량이낮다는것은다른중요한변수들을고려해야함을시사한다. 가령, 일부연구들은신체활동과운동정체성간의관계에서운동관련자기효능감이나자기통제등 과같은인지적변인이중요함을제시한바있다 ( 임종은등, 2016; de Bruijn & van den Putte, 2012; Hamilton & White, 2008; Miller, Ogletree, & Welshimer, 2002); Rise, Sheeran, & Hukkelberg, 2010). 다른연구들은개인마다운동정체성수준이다르다고보고하고있기때문에, 신체활동과정신건강간의관계를검증할때자기효능감과운동정체성을조절변수로활용하여그효과를검증하는연구가필요하다 (Strachan, Flora, Brawley, & Spink, 2011; Strachan, Brawley, Spink, & Sweet, 2015). 참고문헌 김승현 (2014). 여가활동참여대학생들의여가정체성및여가만족이생활만족에미치는영향. 한국체육과학회지, 23, 391-406. 김철휘 (2015). 대학생의자기결정적동기, 열정, 정체성및운동행동의구조적관계. 미간행박사학위논문, 고려대학교. 서울. 김현정, 고영건 (2012). 대학생의정신건강유형에따른가치관과자살행동의관계연구. 인간이해, 33 (2), 71-89. 성기덕 (2014). 중고등학교청소년단체활동참가를통한여가경험이여가정체성에미치는영향. 한국체육교육학회지, 18, 113-126. 안경일, 김재현 (2002). 스포츠여가활동과청소년의자아정체성과의관계. 한국학교체육학회지, 12(2), 61-73. 오은진, 안성아 (2017). 대학생의정신건강, 대학생활적응, SNS 중동경향성연구. 인문사회 21, 8(1), 547-561. 오혜영, 김성은 (2016). 대학생정신건강척도개발및타당화연구. 상담학연구, 17(6), 333-356. 이강헌, 김병준, 안정덕 (2004). 스포츠심리검사지핸드북. 서울 : 무지개사. 이계윤, 송현종 (2013). 대학생들의운동참여가심리적안녕감, 대학생활만족, 행복지수에미치
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