일반논문

태권도선수의 마음챙김이 운동스트레스 및 심리적 수행전략에 미치는 영향에 관한 중다회귀 분석*

오수원**, 임세라***
Su-won Oh**, Se-la Lim***
Author Information & Copyright
**충북보건과학대학교 태권도외교과 겸임교수
***능인대학원대학교 명상심리학과 부교수
**Adjunct Professor, Chungbuk Health Science University
***Associate Professor, NungIn University

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Received: Jun 03, 2024; Revised: Jun 14, 2024; Accepted: Jun 14, 2024

Published Online: Jun 30, 2024

국문 초록

본 연구는 태권도선수의 마음챙김이 운동스트레스 및 심리적 수행전략에 미치는 영향을 규명함을 목적으로 한다. 연구대상은 대한체육회에 소속된 태권도 선수이며, 집락표집방법을 통해 추출하였다. 연구도구는 박성현(2006)의 마음챙김, 오윤경과 이강헌(2005)의 개발하여 소영호(2009)가 수정·보완한 운동스트레스, 하디, 로버트와 토마스(Hardy, Roberts, Thomas and Murphy, 2010)가 개발하여 김병준과 최마리(2017)가 번안한 수행전략2를 활용했다. 자료분석은 빈도분석(frequency analysis), 기술통계(t-test와 one-way ANOVA), 신뢰도(Cronbach' a), 중다회귀분석(multiple regression analysis)을 실시하고, SPSS 22.0 프로그램을 이용했다. 연구결과로 태권도 선수의 마음챙김이 운동 스트레스와 심리적 수행전략에 영향을 주는 적합한 요인임이 확인되었다. 향후 마음챙김을 통하여 태권도 선수의 운동 스트레스와 심리적 수행전략에 도움이 될 것으로 여겨진다.

Abstract

This paper was to the present study was to enquiry how mindfulness influences to exercise stress, and psychological performance strategies. Taekwondo player registered with the Korean Sport & Olympic Committee. It were included in the cluster sampling.

The following research tools were used: S. H. Park’s (2006) mindfulness Scale; a questionnaire developed by Y. K. Oh and K. H. Lee (2005), which was modified and complemented by Y. H. So (2009) to measure exercise stress; and the Test of Performance Strategies 2(TOPS 2) developed by Hardy, Roberts, Thomas, and Murphy (2010), which was translated into Korean by B. J. Kim and M. R. Choi (2017) to measure sports performance strategies. The data was analyzed using a frequency analysis, descriptive statistical analysis (t-test and one-way ANOVA), a reliability analysis for the questions(Chronbach' a), and multiple linear regression analysis This paper showed that Taekwondo player's mindfulness, exercise stress, and psychological performance strategies are suitable factors for measuring the psychological mechanisms of Taekwondo players. Since mindfulness influence exercise stress and psychological performance strategies, succeeding protocol may present to controlling stress, as this strategy plays a major role in improving Taekwondo player’s performance.

Keywords: 태권도 선수; 마음챙김; 운동 스트레스; 심리적 수행전략; 중다회귀 분석
Keywords: Taekwondo Player; Mindfulness; Exercise Stress; Psychological Performance Strategies; Multiple Regression Analysis

Ⅰ. 서론

태권도 선수들은 마음의 상태에 따라 수행력이 향상되며, 운동에 대한 흥미상실과 슬럼프와 탈진 등에 운동스트레스가 중요 변수로 작용된다고 보고되어 왔다(지근배·김범준, 2024). 그 중에서도 태권도 선수의 운동 스트레스는 그들의 일탈행동에 영향을 끼친다. 특히 훈련과 시합에 대한 심리적 부담감은 운동 스트레스를 가중시키고, 일탈행위와 신체적 폭력행위로 이어지기도 한다(장부식, 2012). 심지어 태권도선수의 심리적 압박감으로 인한 운동 스트레스는 반사회적 행동과 비사회적 행동에 영향을 미치는 것으로 보고되었다(강진규, 2010). 그리고 정서조절, 자신감, 동기에 있어서 어려움을 낳는다(장덕선·구혜모·김병현·김용승·김병준, 2004; 오윤경·이강헌, 2009). 무엇보다도 그들의 심리적 수행전략은 마음상태에 따라 좌우된다(윤영길·김원배·임태희, 2006). 또한 태권도 선수의 혼잣말과 긴장풀기 그리고 감정조절을 위한 심리적 수행전략은 그들의 불안이나 자기조절과 경쟁력과 연관이 있다(양진은·신정택·김지수, 2015). 따라서 태권도선수의 운동스트레스와 수행전략은 스포츠자신감과 인지된 경기력에 도움이 된다. 그리고 지도자 신뢰와 심판판정인식과 연계되며(김재학·왕철민·감학덕, 2016), 운동지속과 자기관리(신호철·김종수·차영남, 2021)를 높인다.

이와 같은 이유로 태권도선수의 스트레스와 수행전략의 변수가 될 요인을 탐색할 필요가 있다(김병현, 2007). 따라서 태권도선수의 운동스트레스와 심리적인 수행전략에 필요한 심리기술이 고려(Thomas, Murphy and Hardy, 1999)되어야 한다. 그리고 태권도선수의 긍정적인 마음요인이 무엇인지 살펴봄으로써 운동스트레스와 심리적인 수행전략을 조력하여 우수한 경기력으로 이어질 수 있도록 조력(장덕선·이동준·홍영준, 2018; 홍영준, 2020)하여야 한다. 이에 따라 최근 스트레스개입과 심리수행에 효과적이라고 주장되고 있는 마음챙김(장현갑, 1996; 김정호, 2004)의 영향력을 알아볼 필요가 있다.

마음챙김은 지금 이 순간(현재)에 일어나는 경험(Brown and Ryan, 2003)을 비판단적 태도로 있는 그대로 인정하고 수용하는 마음가짐을 뜻한다(Bishop, Lau, Shapiro, Carlson, Anderson, Carmody and Devins, 2004). 김미리혜, 김정호와 한진숙(2004)에 따르면 “마음챙김은 자신의 내적 상태와 외부환경에 대한 매 순간마다의 즉각적 경험에 주의를 기울임으로써 현재의 상황에 명료한 초점을 둘 수 있게 해준다.” 또한 “습관적인 반응을 낳는 자동화된 스트레스의 악순환을 막아주어 생활전반의 수행을 효과적으로 헤쳐 나갈 수 있게 한다.” 또한 “매 순간마다의 경험에 대한 알아차림과 의식화와 심리안정 및 수용성의 증가와 알아차림과 주의획득을 통한 운동스트레스에 대한 지각과 태도를 변화”시키는데 유용하다(장현갑, 1996). 그리고 주의의 자기조절 능력을 향상시키며, 경험에 대한 태도를 변화시켜 주의집중력을 증가시키며, 부정적인 사고나 감정으로부터 주의를 전환시킬 수 있는 힘을 길러준다(Baer, 2003).

무엇보다도 마음챙김은 스트레스로 인한 불안과 걱정을 감소시키고 조절하는데 유용하므로 경기에 임하는 선수들로 하여금 운동에 몰입할 수 있도록 도모하여 마음의 균형에 영향을 주며, 목표에 대한 강한 동기를 부여하는 것으로 보고(Moore, 2009)된다. 그리고 마음챙김의 수용과 비 판단은 운동선수들에게 필수요인인 인지적 개입이 최소화된 자동화된 수행을 촉진시킨다(Gardner and Moore, 2006).

무엇보다도 마음챙김은 선수들의 심리적 안정감을 도모하여 수행향상에 유의미한 영향(이계윤·윤기운, 2013)을 주며 심리수행전략을 높힐 수 있다(육영숙, 2017)고 보고되어 왔다. 이외에도 마음챙김은 선수들의 심리스트레스와 수행전략에 새로운 지평을 열어. 경기력 향상에 주의집중할 수 있게 하여 심리기술 향상과 수행향상의 메커니즘을 규명할 수 있다고 보고(육영숙, 2017)되어 왔다. 즉, 마음챙김은 선수들의 운동스트레스 감소와 심리적 수행전략에 긍정적인 영향을 미치는 요인이다(원현준·유진, 2013). 따라서 태권도 선수들의 마음챙김이 그들의 긍정심리자본과 정신력 강화에 도움이 될 수 있는지 면밀히 탐색하여, 그 효용성을 적극적으로 활용해야 한다(강현우·장세용, 2021).

위를 종합해 보면 국·내외의 스포츠분야에서 태권도선수의 마음챙김이 운동스트레스 및 심리적 수행전략에 영향을 미칠 것이라는 주장이 대두되고 있다. 마음챙김요인은 태권도 선수들의 수용, 주의와 지각, 인지기술, 자기조절, 심리적 유연성 향상 등에도 도움이 되어 스트레스 감소 및 수행전략을 도모할 수 있다(Birrer and Morgan, 2012). 특히 마음챙김과 스트레스 그리고 심리적인 심리적 수행전략은 선수들의 자신감 향상, 지도자에 대한 신뢰, 운동몰입 도모와 경기수행 향상, 정신력과 긍정심리자본 등에 도움이 되는 요인이다(정명규·정태겸·박신재, 2023). 그러므로 마음챙김은 태권도선수들의 스트레스와 수행전략에 매우 중요한 심리적 변수가 될 수 있을 것으로 여겨진다.

그러나 현재까지 국내에서 이루어진 마음챙김이 운동스트레스나 심리적 수행전략에 영향을 미친다고 주장하는 연구들은 대부분 청소년태권도 선수를 대상으로 이루어져 있다. 그리고 중·고등학교, 대학교와 실업인인 태권도 선수를 동일한 표집으로 하여 인구통계학적 특성변인에 따른 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략의 차이가 검증하는 연구는 부족한 실정이다. 또한 태권도 선수의 마음챙김이 운동스트레스와 심리적 수행전략에 미치는 영향을 탐색하기 위해 각 변인의 하위요인별 신뢰도를 제시한 연구가 부족한 실정이다. 특히 마음챙김의 하위요인 여러 개를 독립변인으로 하여 운동스트레스 및 심리적 수행전략의 하위요인 여러 개를 종속변인으로 삼아 그 값을 면밀히 검토한 선형 모델인 중다회귀분석 연구도 부족한 실정이다. 그러므로 본 연구를 통해 태권도 선수의 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략을 측정하는 도구의 신뢰도를 확인하고, 마음챙김이 운동스트레스와 심리적 수행전략에 어떠한 영향을 미치는지를 알아보고자 한다.

연구문제로는 첫째, 인구통계학적 특성변인에 따른 마음챙김, 심리적 수행전략의 차이는 어떠한가? 둘째, 태권도 선수의 마음챙김이 운동스트레스에 미치는 영향과 마음챙김이 심리적 수행전략에 미치는 영향은 어떠한가?이다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

대한체육회 선수로 등록된 고등학교와 대학교 그리고 실업 태권도 선수를 대상으로 총 300명을 집략표집을 통해 표본을 추출하였다. 태권도 선수 총 300명(100%)을 모집단으로 하였다. 성별로 남자가 229명(76.3%)이며, 여자가 71명(23.7%)이다. 소속은 고등학교가 131명(43.7%), 대학교는 100명(33.3%), 실업팀은 69명(23.0%)이다. 운동경력은 5년 이하가 145명(48.3%), 6년 이상이 155명(51.7%)이다. 구체적인 인구통계학적 특성에 따른 마음챙김과 운동 스트레스 및 심리적 수행전략 차이는 다음과 같다.

첫째, 성별에 따른 마음챙김과 운동 스트레스 및 심리적 수행전략의 차이는 마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중, 비 판단적 수용, 현재자각, 탈중심적 주의의 측면에서 여자는 남자보다 높았다. 운동 스트레스의 하위요인 중에서 진로고민, 개인시간 제약의 측면에서 여자는 남자보다 높았다. 심리적 수행전략의 하위요인 중에서 감정조절, 부정적 생각, 주의산만의 측면에서 여자는 남자보다 높았으며, 자동적 수행, 목표설정, 긴장풀기의 측면에서 남자는 여자보다 높았다. 둘째, 소속에 따른 마음챙김과 운동 스트레스 및 심리적 수행전략의 차이는 마음챙김과 운동 스트레스에서 유의한 차이가 없었다. 심리적 수행전략의 하위요인 중에서 심상의 측면에서 유의한 차이가 있었으며, 사후검증 결과, 고등선수가 실업선수보다 높았다. 긴장풀기측면에서 유의한 차이가 있었으며, 사후검증 결과, 실업선수가 대학선수보다 높았다. 셋째, 경력에 따른 마음챙김과 운동 스트레스 및 심리적 수행전략의 차이는 마음챙김은 유의한 차이가 없었다. 운동 스트레스의 하위요인 중에서 진로고민과 개인시간 제약의 측면에서 6년 이상이 5년 이하보다 높았다. 심리적 수행전략의 하위요인 중에서 감정조절과 주의산만의 측면에서 6년 이상이 5년 이하보다 높았다.

2. 연구도구

설문조사와 분석을 위하여 마음챙김, 운동 스트레스, 스포츠수행전략이라는 조사도구를 채택하였다. 신뢰도 분석을 실시할 때에 요인적재량(factor loading)의 기준은 .40이상으로 설정하였다. 조사도구의 신뢰도 계수(Cronbach's α)분석을 실시하여 내적일관성을 검증하였으며, 적합도는 .60이상으로 하였다.

첫째, 마음챙김(mindfulness)을 측정하기 위해 박성현(2006)에 의해 개발된 척도를 사용하였다. 하위요인은 4개로 주의집중, 현재자각, 비 판단적 수용, 탈중심 주의이며 각 5문항씩 총 20문항이다. 요인적재량 .40을 넘지 않는 3, 4, 10, 14, 15, 16번 총 6문항은 삭제하고 분석하였다. 본 연구에서 분석한 마음챙김의 하위요인별 Cronbach’ α는 각각 주의집중 .914, 비 판단적수용 .851, 현재자각 .886, 탈중심주의 .880이다. 전체는 .851~.914로 나타나 높은 신뢰도가 확인되었다.

둘째, 운동 스트레스를 측정하기 위해 오윤경과 이강헌(2005)이 개발하고, 소영호(2009)의 연구에서 수정 및 보완한 운동 스트레스 척도를 사용하였다. 하위요인은 4개로 지도력 불만(7문항), 경기내용 및 기능불만(6문항), 진로고민(6문항), 개인시간 제약(5문항)으로 총 24문항이다. 본 연구에서 분석한 운동스트레의 하위요인별 Cronbach’α는 지도력 불만 .965, 경기내용 및 기능불만 .953, 진로고민 .902, 개인시간 제약 .923이다. 전체는 .902~.965로 나타나 높은 신뢰도가 확인되었다.

셋째, 심리적 수행전략을 측정하기 위해 하디, 로버트와 토마스(Hardy, Roberts, Thomas and Murphy, 2010)가 개발하여 김병준과 최마리(2017)가 번안한 수행전략 2를 사용하였다. 하위요인은 8개로 목표설정(4문항), 감정조절(4문항), 혼잣말(4문항), 긴장풀기(4문항), 부정적 생각(2문항), 주의산만(3문항), 자동적 수행(3문항), 심상(4문항)으로 총 28문항이다. 요인적재량 .40을 넘지 않는 16번 문항은 삭제하고 분석하였다. 본 연구에서 분석한 심리적 수행전략의 하위요인별 Cronbach’ α는 목표설정 .913, 감정조절 .922, 혼잣말 .951, 긴장풀기 .893, 부정적 생각 .933, 주의산만 .870, 자동적 수행 .829, 심상 .895이다. 전체는 .829~.951로 나타나 높은 신뢰도가 확인되었다.

3. 자료수집

태권도 선수의 마음챙김과 심리적 수행전략의 관계를 구명하기 위하여 연구대상이 재학 중인 고등학교, 대학교 그리고 실업팀의 훈련장소 및 시합장을 방문하였다. 자료수집을 실시하기 전 사전에 감독과 코치에게 설문조사에 관한 협조를 구했고, 본 연구자가 직접 연구대상자들에게 설문지를 배포하고 작성하도록 요청한 후 현장에서 즉시 회수하였다.

4. 자료 분석

가설을 검증하기 위한 통계처리는 SPSS 22.0로써 구체적인 자료처리 방법은 다음과 같이 실시하였다. 첫째, 연구대상의 인구통계학특성을 확인하기 위해 빈도분석(frequency analysis)과 인구통계학적 특성변인에 따른 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략의 차이를 확인하기 위해 t-test와 one-way ANOVA를 실시하여 분석하였다. 둘째, 연구도구들의 각 하위요인에 대한 신뢰도(Cronbach' a)분석을 실시하였다. 셋째, 태권도 선수의 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략의 관계를 분석하기 위하여 중다회귀분석(multiple linear regression analysis)을 실시하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 마음챙김의 운동 스트레스에 대한 영향

마음챙김의 운동 스트레스에 대한 영향을 알아보기 위한 <표 1>의 중다회귀분석결과는 p<.001 수준에서 통계적으로 유의성이 나타났다. 마음챙김의 하위요인 중 현재자각(β=—.281, p<.05)과 탈중심 주의(β=—.427, p<.001)가 운동 스트레스의 하위요인 지도력 불만에 유의한 영향을 주는 요인임이 확인되었다.

표 1. 마음챙김의 운동 스트레스에 대한 영향
Factor Unstandardized coefficients Standardized coefficients
B Sth.error Beta t p
운동 스트레스 중 지도력 불만 Constant 2.102 .195 10.779 .000***
마음 챙김의 주의집중 —.004 .209 —.003 —.018 .985
비판단적 수용 .180 .177 .136 1.019 .309
현재자각 —.366 .181 —.281 —2.020 .044*
탈중심 주의 .529 .132 —.427 4.009 .000***
R2=.102, F=9.495, p<.001
운동 스트레스 중 경기 내용과 기능 불만 Constant 2.638 .174 15.170 .000***
마음 챙김의 주의집중 .008 .187 .007 .043 .966
비판단적 수용 .087 .158 .073 .553 .581
현재자각 —.389 .162 —.333 —2.407 .017*
탈중심 주의 .571 .118 —.513 4.852 .000***
R2=.114, F=10.610, p<.001
운동 스트레스 중 진로 고민 Constant 1.571 .155 10.112 .000***
마음 챙김의 주의집중 .107 .167 .090 .645 .519
비판단적 수용 .255 .141 .221 1.813 .071
현재자각 —.289 .144 —.254 —1.999 .047*
탈중심 주의 .478 .105 —.442 4.544 .000***
R2=.250 F=25.891, p<.001
운동 스트레스 중 생활 제약 Constant 1.627 .170 9.557 .000***
마음 챙김의 주의집중 .449 .183 —.366 2.462 .014*
비판단적 수용 .025 .154 .021 .165 .869
현재자각 —.230 .158 —.196 —1.457 .146
탈중심 주의 .244 .115 —.219 2.120 .035*
R2 =.157 F=14.920, p<.001

* p<.05,

** p<.01,

*** p<.001.

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운동 스트레스의 하위요인인 지도력 불만에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량이 10.2%로 확인되었다. 마음챙김의 하위요인에서 현재자각(β=—.333, p<.05)과 탈중심주의(β=—.513, p<.001)는 운동 스트레스의 하위요인 경기내용 및 기능 불만에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 운동 스트레스의 하위요인 경기내용 및 기능 불만에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 11.4%로 확인되었다. 마음챙김의 하위요인 중에서 현재자각(β=—.254, p<.05)과 탈중심주의(β=—.442, p<.001)는 운동 스트레스의 하위요인인 진로고민에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 운동 스트레스의 하위요인인 진로고민에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 25.0%로 확인되었다.

마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=—.366, p<.05)과 탈중심주의(β=—.219, p<.05)는 운동 스트레스의 하위요인 개인시간 제약에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 운동 스트레스의 하위요인 개인시간 제약에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 15.7%로 확인되었다.

2. 마음챙김의 심리적 수행전략에 대한 영향

마음챙김의 심리적 수행전략에 대한 영향을 알아보기 위한 <표 2>의 중다회귀분석 결과는 p<.05 수준에서 통계적으로 유의성이 나타났다.

마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=.186, p<.05)이 심리적 수행전략의 하위요인 혼잣말에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 혼잣말에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 8.2%로 확인되었다. 마음챙김의 하위요인 중에 서 주의집중(β=.274, p<.05)과 탈중심주의(β=.312, p<.05)가 심리적 수행전략의 하위요인 감정조절에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 감정조절에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 31.2%로 확인되었다.

표 2. 마음챙김이 심리적 수행전략에 미치는 영향
Factor Unstandardized coefficients Standardized coefficients
B Sth.error Beta t p
심리적 수행 전략 중 혼잣말 Constant 3.505 .177 19.797 .000***
마음 챙김의 주의집중 —.218 .190 .186 —1.147 .041*
비판단적 수용 —.015 .161 .013 —.096 .924
현재자각 .082 .165 .073 .498 .619
탈중심 주의 .112 .120 .105 .932 .352
R2=.082, F=.504, p<.05
심리적 수행 전략 중 감정 조절 Constant 1.114 .150 7.422 .000***
마음 챙김의 주의집중 .299 .161 .274 1.856 .043*
비판단적 수용 .101 .136 .087 .745 .457
현재자각 .145 .139 .126 1.037 .300
탈중심 주의 .147 .102 .312 1.449 .042*
R2=.312, F=34.937, p<.001
심리적 수행 전략 중 자동적 수행 Constant 4.176 .141 29.598 .000***
마음 챙김의 주의 집중 —.329 .151 —.336 —2.177 .030*
비판단적 수용 —.244 .128 —.255 —1.903 .058
현재 자각 .304 .131 .325 2.321 .021*
탈 중심 주의 —.016 .095 —.019 —.173 .863
R2=.434, F=8.416, p<.001
심리적 수행 전략 중 목표 설정 Constant 4.246 .135 31.542 .000***
마음 챙김의 주의 집중 —.240 .144 .327 —1.664 .031**
비판단적 수용 —.176 .122 —.193 —1.444 .150
현재 자각 —.022 .125 —.025 —.176 .861
탈 중심 주의 .150 .091 .176 1.644 .101
R2=.092, F=8.576, p<.001

* p<.05,

** p<.01,

*** p<.001.

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마음챙김의 하위요인 중 주의집중(β=—.336, p<.05)과 현재자각(β=.325, p<.05)이 심리적 수행전략의 하위요인 자동적 수행에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 자동적 수행에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 43.4%로 확인되었다.

마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=.327, p<.01)이 심리적 수행전략의 하위요인인 목표설정에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 목표설정에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 9.2%로 확인되었다. 마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=.120, p<.01)과 탈중심주의(β=.282, p<.05)가 심리적 수행전략의 하위요인인 심상에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 심상에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 14.2%로 확인되었다.

마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=.334, p<.05)과 탈중심주의(β=.521, p<.05)가 심리적 수행전략의 하위요인인 긴장풀기에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 긴장풀기에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 22.3%로 확인되었다. 마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=.216, p<.05)과 탈중심적 주의(β=—.136, p<.05)가 심리적 수행전략의 하위요인 부정적 생각에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 부정적 생각에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 13.8%로 확인되었다.

마음챙김의 하위요인 중에서 주의집중(β=—.293, p<.05)과 탈중심주의(β=—.264, p<.01)가 심리적 수행전략의 하위요인 주의산만에 유의한 영향을 끼치는 것으로 확인되었다. 심리적 수행전략의 하위요인인 주의산만에 대한 마음챙김의 전체 설명 변량은 19.7%로 확인되었다.

Ⅳ. 결론

태권도 선수의 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략의 관계를 규명하는데 목적이 있었다. 연구의 목적을 달성하기 위해 대학체육회 선수로 등록되어 있는 태권도 선수 300명을 대상으로 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략 질문지를 통해 자료를 수집하였다. 수집된 자료는 SPSS 22.0을 사용하여 t-test, one-way ANOVA, 중다회귀분석을 실시하였다.

연구문제 1의 인구통계학적 특성변인에 따른 마음챙김, 운동스트레스 및 심리적 수행전략의 차이는 다음과 같다. 첫째, 성별에 따른 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략의 차이를 분석한 결과, 마음챙김의 모든 하위요인에서 여자가 남자보다 높은 것으로 나타났으며, 운동 스트레스의 하위요인 진로고민, 개인시간 제약에서 여자가 남자보다 높은 것으로 나타났다. 또한, 심리적 수행전략의 하위요인 감정조절, 부정적 생각, 주의산만에서 여자가 남자보다 높은 것으로 나타났으며, 자동적 수행, 목표설정, 긴장풀기에서 남자가 여자보다 높은 것으로 나타났다. 둘째, 소속에 따른 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략의 차이를 분석한 결과, 스포츠 수행전략의 하위요인 중 심상에서 고등선수가 실업선수보다 높은 것으로 나타났으며, 긴장풀기에서 실업선수가 대학선수보다 높은 것으로 나타났다. 셋째, 선수경력에 따른 마음챙김, 운동 스트레스, 심리적 수행전략의 차이를 분석한 결과, 운동 스트레스의 하위요인 중 진로고민, 개인시간 제약에서 6년 이상 경력집단이 5년 이하 경력집단 보다 높은 것으로 나타났으며, 심리적 수행전략의 하위요인 중 감정조절, 주의산만에서 경력 6년 이상이 경력 5년 이하 보다 높은 것으로 나타났다.

연구문제 2의 마음챙김과 운동 스트레스 및 심리적 수행전략의 중다회귀분석을 통한 인과관계에서 마음챙김과 운동 스트레스 그리고 마음챙김과 심리적 수행전략으로 나누어 그 영향을 살펴보았다.

우선 태권도 선수의 마음챙김이 운동 스트레스에 미치는 영향에 대한 중다회귀분석결과는 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적인 내용으로 첫째, 마음챙김의 하위요인 중 현재자각과 탈중심적 주의가 운동 스트레스의 하위요인 지도력 불만에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 마음챙김의 하위요인 중 현재자각과 탈중심적 주의가 운동 스트레스의 하위요인 경기내용 및 기능 불만에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 마음챙김의 하위요인 중 현재자각과 탈중심적 주의가 운동 스트레스의 하위요인 진로고민에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈중심적 주의가 운동 스트레스의 하위요인 개인시간 제약에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

그 다음으로 태권도 선수의 마음챙김이 심리적 수행전략에 미치는 영향에 대한 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적인 내용으로 첫째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중이 심리적 수행전략의 하위요인 혼잣말에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈중심적 주의가 수행전략의 하위요인 감정조절에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 현재자각이 심리적 수행전략의 하위요인 자동적 수행에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중이 수행전략의 하위요인 목표설정에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다섯째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈중심적 주의가 심리적 수행전략의 하위요인 심상에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여섯째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈중심적 주의가 심리적 수행전략의 하위요인 긴장풀기에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 일곱째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈중심적 주의가 심리적 수행전략의 하위요인 부정적 생각에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여덟째, 마음챙김의 하위요인 중 주의집중과 탈 중심적 주의가 심리적 수행전략의 하위요인 주의산만에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 본 연구결과에 대한 의의는 다음과 같다.

첫째, 브라운과 리얀(Brown and Ryan, 2003) 및 비숍, 라우, 샤피로, 칼슨, 앤더슨, 카모디와 데빈스(Bishop, Lau, Shapiro, Carlson, Anderson, Carmody and Devins, 2004)가 보고한 바와 같이 ‘지금 이 순간(현재)에 일어나는 경험에 집중하고, ‘현재의 경험을 비 판단적 태도로 있는 그대로 인정하고 받아들이는 과정’이 필요함을 확인할 수 있었다. 이러한 점은 김정호(2004)장현갑(1996)의 보고와 같이, 마음챙김은 심리적 문제에 적절하게 대처하기 위한 중요한 변수로 작용한다는 점을 시사한다. 둘째, 토마스, 머피와 하디(Thomas, Murphy and Hardy, 1999)가 주장한 바와 같이 마음챙김은 운동스트레스에 영향을 주고, 심리적 수행전략에도 긍정적인 영향을 미치는 요인이며, 심리기술로써 경기력을 극대화하는데 필요한 정신적, 기술적, 전략적 측면에서 고려된 모든 정신적인 기법과 정신이 될 수 있다는 점을 확인할 수 있었다. 이러한 점은 베어(Baer, 2003)에 의해 보고된 마음챙김은 주의 및 자기조절 능력을 가져와, 경험에 대한 심리변화를 촉진시키는 요인이 된다는 주장이 사실이 될 수 있음을 시사한다.

위를 정리하자면, 모리(Moore, 2009)에 의해 보고된 마음챙김은 스포츠 선수들의 운동스트레스를 낮추며, 심리적 수행전략을 향상시킬 만큼 중요한 개념이 될 수 있다는 보고가 확인되었다. 이러한 점은 김영선, 최재근과 오원석(2016)이 마음챙김 훈련이 자신의 내부와 환경에 대한 매 순간의 즉각적인 경험에 주의를 둠으로써 상황들을 보다 명료하고 자동화된 습관적인 반응으로 이어져, 스트레스와 심리적 수행능력의 효율성이 높아진다는 주장이 사실이 될 수 있음을 재확인할 수 있다는데 의의가 있다. 또한 장현갑(1996)의 매 순간의 경험은 자신의 상태를 알아차리고 의식화하는데 도움이 되며, 스트레스 경험인 심리안정에 대해 개방적이고 수용적인 알아차림과 주의를 획득하면서 자신에 대한 지각과 태도를 변화시킬 수 있다고 주장한 점을 뒷받침한다. 이러한 점은 원현준과 유진(2013)정청희(2004)에 의해 주장된 마음챙김을 스포츠선수에게 적용할 때 심리기술훈련에 유용하고, 운동스트레스와 수행전략을 조력한다는 보고를 뒷받침하였다는데 의의가 있다.

무엇보다도 강현우와 장세용(2021)에 의해 보고된 태권도 선수들의 마음챙김이 그들의 정신력과 긍정심리자본에 직접적인 효과를 미칠 수 있으므로 그들의 정신력 강화에 적극적으로 활용해야 한다는 제안을 뒷받침하였다는데 의의가 있다. 따라서 본 연구에서 사용된 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략 측정도구는 태권도 선수들의 심리기제를 측정하기에 적합하며, 마음챙김이 운동스트레스 및 심리적 수행전략에 영향을 주는 요인임이 확인되었다. 후속연구에서 마음챙김 요인을 통해 태권도 선수의 운동스트레스와 심리적 수행전략을 향상시킬 수 있는 개입 방안이 마련되기를 기대한다. 다만 본 연구는 태권도 선수만을 연구대상으로 삼았으므로 태권도 이외의 기타 종목의 스포츠선수들의 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략을 적용하기에는 좀 더 검토가 필요하다. 후속연구로 매개효과, 조절효과, 구조방정식모형, 프로그램의 효과성연구 등으로 검증하여 본 연구에서 탐색한 측정요인에 대해 검증할 필요가 있다. 그리고 마음챙김, 운동스트레스, 심리적 수행전략에 개입할 수 있는 프로그램을 개발하여 그 효과성을 실험해 볼 필요가 있다.

Notes

* 2021년 8월 능인대학원대학교 명상심리학과 석사졸업논문을 토대로 구성되었음

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