대학 여성선수의 공동의존, 그릿, 인지된 경기력의 관계

Ⅰ. 서 론

스포츠 현장에서 선수의 경기력은 단순히 신체적 기량의 총합으로만 설명되지 않으며, 정서적 안정성과 심리적 자원에 의해 크게 좌우된다. 특히 선수가 자신의 수행을 어떻게 지각하느냐를 의미하는 ‘인지된 경기력(perceived performance)’은 실제 경기 성적뿐 아니라 훈련 지속성, 동기, 자기효능감과 밀접하게 연결되는 핵심 변인이다(서호정, 김혜선, 김종순, 2026; 윤상용, 2026). 인지된 경기력은 외적으로 측정되는 객관적 성적과는 별개로 선수의 내면적 심리 상태를 반영한다는 점에서 학문적·실천적 의의를 지닌다.

특히 대학 여성선수는 진로 결정, 학업과 운동의 병행, 신체적 한계에 대한 압박 등 복합적인 스트레스 상황에 노출되어 있다. 이 과정에서 지도자, 동료, 가족 등 주요 타자(significant others)와의 관계는 선수의 정체성 형성에 강력한 영향을 미친다. 선행연구에 따르면 여성 선수는 대인관계적 유대와 정서적 연결을 중시하는 경향으로 나타났다(박수정, 김민규, 이병유, 2018). 실제로 여성선수가 인지하는 대인관계 스트레스나 주변의 과도한 통제적 환경이 슬럼프와 소진(burnout)을 가중시킨다는 연구(차인영, 허정훈, 2024; Isoard-Gautheur et al., 2016)는 관계적 몰입의 역기능적 측면을 시사한다. 이처럼 관계에 과도하게 몰두하여 자신을 상실하는 심리적 특성을 설명하는 개념이 바로 ‘공동의존(codependency)’이다. 공동의존은 본래 알코올중독자 가족 구성원의 역기능적 정서 반응을 설명하기 위해 도입된 개념으로(Whitfield, 1991), 정신의학자 Cermak(1986)은 이를 만성적으로 타인의 문제와 감정에 자신의 정서적 안녕을 종속시키는 패턴으로 규정하였다. 국내에서도 가족치료 및 중독 연구 분야를 중심으로 척도의 신뢰도와 타당도가 검증되어 왔다. 공동의존은 관계 속에서 자신의 정서적 욕구와 정체성을 타인에게 의존함으로써 자기 정서조절에 어려움을 겪는 특성으로 정의된다. 한편 여성주의 관점에서 공동의존을 재해석한 Collins(1993)는 자기형성이 관계 속에서 이루어지는 여성의 발달적 특성(self-in-relation)을 고려할 때, 여성에게 나타나는 공동의존적 성향은 병리적 결함이라기보다 관계를 중시하는 사회화 과정의 연장선에서 이해될 필요가 있다고 주장하였다. 이러한 관점은 관계 지향성이 두드러지는 여성 선수 집단에서 공동의존 성향을 다룰 때 중요한 이론적 함의를 제공한다.

특히 공동의존 성향이 높은 개인은 자신의 본질적인 과업보다 대인관계적 사안에 과도하게 주의를 집중하는 경향을 보인다. 최예림(2019)은 지도자와 선수 간의 상호교환관계(LMX)가 경기력 지각에 밀접한 영향을 미친다고 보고하였으며, Jowett와 Poczwardowski(2007)는 지도자-선수 관계의 질이 선수의 정서와 수행에 중요한 영향을 미친다고 주장한 바 있다. 따라서 지도자와 선수, 혹은 팀 동료 간의 밀착된 관계가 형성되는 스포츠 현장의 특수성을 고려할 때, 공동의존적 성향이 선수의 심리와 수행에 미치는 영향을 검토할 필요성이 제기된다.

공동의존이 인지된 경기력에 직접적인 영향을 미칠 것으로 보는 이론적 근거는 인지된 경기력이 객관적 성적이 아니라 자신의 수행에 대한 주관적 평가라는 개념적 속성에서 찾을 수 있다. 자기평가는 평가의 준거를 어디에 두는가에 따라 달라지는데, 공동의존 성향이 높은 개인은 자기가치의 준거를 자신의 내적 기준이 아니라 타인의 반응과 승인에 두는 외적 수반성(external contingency of self-worth)을 특징으로 한다(Cermak, 1986; Whitfield, 1991). 이러한 개인은 지도자나 동료로부터 충분한 인정 신호를 받지 못할 경우 실제 수행 수준과 무관하게 자신의 수행을 낮게 지각하게 되며, 관계에서 비롯된 부정적 정서가 수행 지각으로 전이될 가능성이 높다. 즉, 공동의존은 수행 그 자체를 매개하지 않고도 수행에 대한 지각을 직접적으로 낮추는 경로를 가질 수 있으며, 이는 총효과 가운데 매개변인으로 설명되지 않는 직접효과의 존재를 이론적으로 예측하게 한다.

한편 ‘그릿(Grit)’은 장기적 목표를 향한 인내와 열정을 의미하는 개념으로(Duckworth, Peterson, Matthews, & Kelly, 2007), 관심일관성과 노력지속성의 두 가지 하위요인으로 구성된다(Duckworth & Quinn, 2009). 그릿은 학업 성취뿐 아니라 스포츠 영역에서도 선수의 수행을 예측하는 핵심적인 심리적 자원으로 주목받아 왔다. 국외 연구에서는 다양한 종목의 선수를 대상으로 선수가 보고한 그릿 수준과 지도자가 평가한 훈련 참여를 한 시즌에 걸쳐 추적한 결과, 노력지속성이 훈련 참여의 질을 유의하게 예측하는 것으로 나타났으며(Tedesqui & Young, 2019), 청소년 스포츠 선수를 대상으로 한 연구에서도 그릿이 의도적 연습과 유의한 관련성을 보였다(Larkin, O’Connor, & Williams, 2016). 다만 그릿과 경기력의 관계를 체계적으로 정리한 최근의 종합적 고찰 연구는 그릿이 대체로 경기력 및 훈련시간과 정적인 관련성을 보이지만 일부 연구에서는 유의한 예측력이 확인되지 않는 등 그 효과가 종목과 맥락에 따라 달라질 수 있음을 지적하였다(Cormier et al., 2021). 국내에서도 대학운동선수를 대상으로 한 선행연구들은 그릿이 인지된 경기력 및 경기수행능력에 긍정적인 영향을 미치며, 긍정심리자본이나 운동몰입과 인지된 경기력의 관계를 매개하는 변인으로 기능함을 일관되게 보고하였다(강현우, 장세용, 2022; 강원선, 송은일, 2024; 김주영, 2019). 이러한 결과는 그릿이 선수의 부정적 심리 성향을 완충하거나 긍정적 심리자원을 수행으로 전환시키는 매개 경로로서 기능할 수 있음을 시사한다.

그러나 공동의존이 왜 그릿을 약화시키는가에 대해서는 이론적 설명이 필요하다. 공동의존은 타인의 정서와 인정에 과도하게 의존하는 성향인 반면, 그릿은 장기적 목표를 지속적으로 추구하는 능력이라는 점에서 두 변인 간의 연결기제를 구체적으로 제시할 필요가 있다. 본 연구는 이를 세 가지 관점에서 설명하고자 한다. 첫째, 자기조절 자원의 관점에서 공동의존적 성향은 타인의 정서 상태에 대한 과도한 관심과 관계 유지를 위한 정서적 자원을 지속적으로 요구하여, 훈련과 목표 달성에 필요한 자기조절 자원의 활용을 제한할 수 있다(Baumeister & Vohs, 2007). 둘째, 자기결정성의 관점에서 공동의존 성향이 높은 개인은 자신의 욕구보다 타인의 인정과 기대를 행동의 기준으로 삼기 때문에 목표 추구의 자율성이 낮아지고, 장기적인 노력의 지속이 어려워질 수 있다(Deci & Ryan, 2000). 셋째, 관계 속 자기(self-in-relation)의 관점에서 관계의 불안정이나 갈등은 자기개념과 개인적 목표에 대한 몰입을 약화시킬 수 있다(Collins, 1993). 이러한 관점은 공동의존이 특히 그릿의 노력지속성을 저해할 가능성을 뒷받침한다.

한편 본 연구는 그릿을 단일 총점이 아닌 관심일관성과 노력지속성으로 구분하여 병렬매개모형에 투입하였다. Credé, Tynan과 Harms(2017)는 메타분석을 통해 노력지속성이 관심일관성보다 성취 및 수행을 일관되게 더 강하게 예측한다고 보고하였으며, 두 하위요인을 총점으로 사용할 경우 이러한 차별적 관계가 가려질 수 있음을 지적하였다. 스포츠영역에서도 Cormier 등(2021)은 그릿과 경기력의 관계가 하위요인에 따라 다르게 나타날 수 있음을 제시하였다. 따라서 본 연구는 두 하위요인을 독립적인 매개변인으로 설정하여 공동의존이 인지된 경기력에 미치는 경로를 검증하고자 한다. 반면 공동의존은 관계감정장애와 자아상실이라는 하위요인이 ‘타인에게 자신의 정서적 안녕을 종속시키는 성향’이라는 하나의 구성개념을 형성하므로(Cermak, 1986; Whitfield, 1991), 총점을 독립변인으로 사용하였다.

이상의 선행연구를 종합하면, 공동의존은 선수의 주의와 정서적 자원을 대인관계에 편중시키고 자기주도적인 목표 추구를 어렵게 함으로써 그릿을 약화시키며, 결과적으로 인지된 경기력을 저하시킬 가능성이 있다. 특히 그릿의 하위요인 중 노력지속성이 이러한 관계를 설명하는 핵심 심리적 기제로 작용할 가능성이 있다. 그러나 공동의존, 그릿, 인지된 경기력의 관계를 통합적으로 검증한 연구는 부족하며, 특히 대학 여성선수를 대상으로 한 연구는 더욱 제한적이다.

이에 본 연구는 대학 여성선수를 대상으로 공동의존이 인지된 경기력에 미치는 영향을 확인하고, 그 과정에서 그릿의 하위요인인 관심일관성과 노력지속성의 매개효과를 검증하고자 한다. 본 연구를 통해 공동의존이 여성선수의 경기력에 미치는 영향을 그릿이라는 심리적 자원의 관점에서 설명함으로써 스포츠심리학적 논의를 확장하고, 여성선수의 자기조절과 목표 지속성을 강화하기 위한 심리적 중재 및 지도 전략 마련에 기초자료를 제공할 수 있을 것이다.

이를 위해 다음과 같은 가설을 설정하였다.

• 가설 1. 공동의존은 인지된 경기력에 부적 영향을 미칠 것이다.
• 가설 2. 공동의존은 노력지속성을 매개로 인지된 경기력에 부적 영향을 미칠 것이다.
• 가설 3. 공동의존이 인지된 경기력에 미치는 영향에서 관심일관성의 매개효과는 유의하지 않을 것이다.

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구대상

본 연구는 대학 여성선수들을 대상으로 공동의존성향과 인지된 경기력의 관계에서 그릿의 매개효과를 분석하는데 그 목적이 있다. 연구목적을 달성하기 위하여 전국의 3개 대학에 재학 중인 여성 학생 선수를 대상으로 편의표본 추출하였으며, 총 251명을 최종 분석에 활용하였다. 연구 참여자의 인구사회학적 특성은 <표 1>과 같다. 나이의 경우 22∼23세 이하의 선수가 125명(49.8%)로 가장 많았으며, 21세 이하의 선수 76명(30.3%), 24세 이상 50명(19.9%)로 나타났다. 선수 경력의 경우 7∼9년 사이의 경력을 가진 선수들이 100명(39.8%)로 가장 많이 나타났으며, 6년 이하의 경력을 가진 선수가 66명(26.3%), 10∼11년 51명(20.3%), 12년 이상의 경력을 가진 선수들은 34명(13.5%)로 나타났다. 운동종목의 경우 골프, 근대5종, 기계체조, 레슬링, 육상, 리듬체조, 배드민턴, 복싱, 볼링, 봅슬레이, 빙상, 사격, 사이클, 육상, 유도, 양궁, 역도, 테니스, 태권도, 펜싱, 하키, 핸드볼 등 33개 종목의 선수 1인에서 최대 29명의 선수를 대상으로 진행하여 많은 종목의 특성이 내포될 수 있도록 하였다.

표 1.

연구 참여자의 인구사회학적 특성

4. 신뢰도와 타당도

측정모형의 신뢰도와 타당도 즉, 수렴타당도와 변별타당도를 검증하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 각 잠재 변인에 대하여 개별적으로 확인적 요인분석을 실시하여 적합도, 집중타당도, 신뢰도를 검증하였으며, 판별타당도를 평가하기 위하여 모든 모형을 통합한 측정모형에 대한 확인적요인분석을 실시하고 요인 간 상관과 평균분산추출(AVE) 및 합성신뢰도(CR지수)를 산출하였다. 적합도 지수는 CFI, TLI, RMSEA를 기준으로 평가하였다. TLI, CFI는 .90이상이면 양호한 적합도(Bentler, 1990; Bollen, 1989)를 의미하며, RMSEA는 .05 미만일 경우 모형이 자료에 밀접하게 부합하고, .08미만은 양호, .10 초과하는 경우 모형적합도가 불량한 것으로 해석된다(Browne & Cudeck, 1992). Fornell & Larcker(1981)과 Hair 등(2019)의 기준에 따르면 개념을 구성하는 문항들의 신뢰성 확보를 위해서는 CR값이 .70 이상이어야 하고 관측변수의 분산을 적절히 설명하는 수렴타당성을 갖추기 위해서는 AVE값이 .50이상이어야 한다.

먼저 동일시점 자기보고식 자료이었으므로, 공통방법편의를 확인하기 위해 Harman의 단일요인 검증을 실시하였다. 전체 문항을 대상으로 한 단일요인이 설명하는 분산은 33.4%로 50%기준을 하회하여 공통방법편의가 심각한 수준이 아님이 확인되었다(Podsakoff et al., 2003).

1) 공동의존 측정모형

본 연구에서 공동의존 요인은 관계감정장애와 자아상실의 2개 요인으로 구성되어 있으며, <표 2>와 같이 검증 결과 수용가능한 적합도가 나타났다. CFI=.939, TLI=.916, RMSEA=.094, GFI=.972 로 나타났으며, 모든 문항의 요인부하량은 관계 감정 장애의 경우 .641∼.769, 자아상실의 경우 .657∼.746으로 나타났다. 신뢰도는 관계감정장애(α=.877, CR=.843, AVE=.517), 자아상실(α=.839, CR=.805, AVE=.484)로 양호함을 보였으며, 두 요인 간 HTMT 비율은 .761로 판별타당도 기준(≤.85)을 충족하였다. HTMT는 두 변수 간의 상관관계를 각 변수 내부 문항 간 상관관계로 나눈 비율을 의미하며, 값은 0∼1사이를 보이며 통상적으로 ≤.85 이어야 두 변수가 개념적으로 명확히 구분됨을 의미한다(Henseler et al., 2015).

표 2.

공동의존 적합도, AVE, CR

2) 그릿 측정모형

그릿은 관심일관성과 노력지속성 2개 요인 구조로 측정되었으며, <표 3>과 같이 CFI=.992, TLI=.988, RMSEA=.040, GFI=.997로 수용가능한 적합도로 나타났다. 요인부하량의 경우 관심일관성은 .568∼.845, 노력지속성의 경우 .652∼.816의 범위로 모두 유의하였으며, 신뢰도는 관심일관성(α=.817, CR=.780, AVE=.522), 노력지속성(α=.836, CR=.758, AVE=.512)로 모든 기준을 충족하였고, HTMT 비율도 .403으로 판별타당도를 보여주었다.

표 3.

그릿 적합도, AVE, CR

3) 인지된 경기력 측정모형

인지된 경기력은 단일 요인으로 구성, 측정되었으며 모형 적합도의 경우 <표 4>와 같이 CFI=.989, TLI=.977, RMSEA=.066, GFI=.997로 우수한 적합도를 나타냈다. 신뢰도의 경우 α=.867, CR=.826, AVE=.496으로 양호한 수준을 보였다.

표 4.

인지된 경기력 적합도, AVE, CR

4) 전체 측정모형의 판별 타당도 검증

개별 구성 개념의 모형의 양호한 적합도를 확인한 후 5개 잠재변수(관계감정장애, 자아상실, 관심일관성, 노력지속성, 인지된 경기력)을 동시 투입, 확인적 요인분석을 실시하여 구성 개념 간의 판별타당도를 검증하였다. 검증한 결과 측정모형의 적합도는 CFI=.898, TLI=.881, RMSEA=.074, GFI=.977로 나타났다. RMSEA는 Browne & Cudeck(1992)이 언급하였듯 수용 가능한 적합도 범위(.05≤ RMSEA≤.08)에 해당하였으며, GFI는 양호한 수준을 보였다. 반면 CFI와 TLI는 .90에 근접하기는 하나 다소 미달되는 수준을 보였다. 그러나 적합도 지수의 절대적 값은 표본의 특성과 모형의 복잡성 등의 조건에 따라 달라질 수 있어, 단일 지수에만 의존하는 것보다는 복수의 지수를 종합적으로 고려하여 판단하는 것이 필요하다라는 선행연구(March et al., 2004)와 같이 다음의 이유로 모형의 적합도를 경계선상에서 수용 가능한 수준으로 판단하였다. 첫째, RMSEA=074로 양호한 수준의 기준치 .08을 충족하였고 둘째, SRMR=.64로 기준치 .08을 하회하여 양호한 수준을 보였다. 또한 GFI=.977, AGFI=.969로 우수한 수준의 적합도가 확인되었으며, 마지막으로 모든 잠재변인의 HTMT 비율이 .85미만으로 나타나 판별타당도가 충분히 확보되었다(Henseler et al., 2015). 다만 엄격한 적합도 기준(Hu & Bentler, 1999)에는 미달하였으므로, 이후의 분석 결과를 신중하게 해석하고자 하였다. 마지막으로 구성개념 간 판별타당도 HTMT 수치는 <표 5>와 같이 모두 기준을 통과하여 5개 구성 변수는 각각이 개별 설명되는 변수로 확인되었다.

표 5.

측정모형의 변인 간 판별타당도 및 적합도

Ⅲ. 연구 결과

1. 주요 변수 간 기술통계 및 상관관계

본 연구는 주요 변수에 대한 기술통계분석을 한 결과 <표 6>과 같다. 독립변수에 해당하는 공동의존의 평균은 2.410(SD=0.789), 매개변수인 관심일관성의 평균은 3.177(SD=0.846), 노력지속성은 3.738(SD=0.722)로 나타났고 종속변수인 인지된 경기력의 평균은 3.375(SD=0.797)로 나타났다. 모든 변수의 왜도(-0.085∼0.457)와 첨도(-0.270∼0.439)가 ±2 범위 내에 있어 정규성 충족에 문제가 없는 것으로 확인되었다.

표 6.

주요 변수 기술통계

또한 다중공선성 여부를 확인하기 위하여 분산팽창지수(Variance Inflation Factor: VIF)와 공차한계(Tolerance)를 확인한 결과 공동의존(VIF=1.405, Tolerance=.712), 관심일관성(VIF=1.466, Tolerance=682), 노력지속성(VIF=1.158, Tolerance=.864) 모두 기준치인 10을 하회하였으며, Tolerance 역시 기준치 .10을 넘어 변인 간 다중공선성에 문제가 없는 것으로 확인되었다(Hair et al. 2019).

변수 간 상관관계를 살펴보면, <표 7>과 같이 공동의존은 관심일관성(r=-.525, p<.001), 노력지속성(r=-.288, p<.001), 인지된 경기력(r=-.375, p<.001)과 모두 유의한 부적 상관을 나타냈다. 반면, 노력지속성은 인지된 경기력과 강한 정적 상관(r=.522, p<.001)을 보였으며, 관심일관성도 인지된 경기력과 유의한 정적 상관(r=.252, p<.001)이 나타났다. 이러한 상관 결과는 이후 실시한 매개효과 분석의 경로와 일치하는 방향을 보여주었으며, 이는 구조모형의 타당성을 사전에 지지하는 결과로 해석할 수 있다.

표 7.

변수 간 상관관계

2. 매개효과 분석

본 연구는 공동의존 성향이 인지된 경기력에 미치는 영향관계에서 그릿인 관심일관성과 노력지속성의 매개효과를 검증하는데 목적이 있다. 매개효과란 독립변수가 종속변수에 영향을 미치는 과정에서 해당 영향력이 제3의 매개변인을 통해 전달되는 간접적 경로를 의미한다(Hayes, 2022). 본 연구의 매개효과를 검증하기 위해서 병렬 매개분석을 실시하였으며, 간접효과의 유의성을 검증하기 위하여 부트스트랩 5000회를 실시하여 95% 신뢰구간으로 검증하였다. 각 요인의 영향관계 결과는 표 8과 같다. 먼저 공동의존이 인지된 경기력에 미치는 총 효과는 유의한 것으로 확인되었고, 공동의존 성향이 높을수록 인지된 경기력이 낮아지는 것으로 나타났다(b=-.378, p<.001). 매개변수인 관심일관성과 노력지속성 변수를 통제한 후의 직접효과(b=-.248, p<.001) 역시 유의하게 나타나 본 연구의 부분 매개 모형이 확인되었다.

표 8.

관심일관성, 노력지속성의 매개효과 검증

경로별 분석 결과를 살펴보면, 공동의존은 관심일관성(b=-.562, p<.001, R²=.276)과 노력지속성(b=-.282, p<.001, R²=.083) 모두에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만 전체 모형에서는 노력지속성만이 인지된 경기력에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났고(b=538, p<.001), 관심일관성은 인지된 경기력에 유의한 영향이 없는 것으로 나타났다(b=-.038, p<.504). 간접효과 검증 결과, 노력지속성을 통한 간접효과는 유의한 것으로 확인되었다(b=-.152, 95%CI [-.240, -.077]). 반면, 관심일관성을 통한 간접효과는 유의하지 않았다(b=.021, 95%CI [-.062, .111]). 본 연구의 매개효과 검증 결과, 직접효과와 간접효과가 동일하게 부적효과를 나타내는 부분매개 구조과 확인되었다. 이는 공동의존이 노력지속성을 감소시키고, 감소된 노력지속성이 인지된 경기력을 낮추는 순차적 경로를 통해 공동의존의 부정적 효과가 경기력으로 이어짐을 의미한다.

Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구는 대학 여성선수를 대상으로 공동의존이 인지된 경기력에 미치는 영향에서 그릿의 하위요인인 관심일관성과 노력지속성의 매개효과를 검증하였다. 분석 결과, 첫째, 공동의존은 인지된 경기력에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 둘째, 그릿의 하위요인 가운데 노력지속성은 공동의존과 인지된 경기력의 관계를 부분 매개하였으나 관심일관성의 매개효과는 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 특히 직접효과와 노력지속성을 통한 간접효과가 모두 부적으로 나타났으므로, 본 연구의 매개효과는 Zhao, Lynch와 Chen(2010)이 제시한 상보적 부분매개(complementary partial mediation)에 해당한다. 이는 공동의존이 노력지속성을 감소시킴으로써 인지된 경기력을 낮추는 경로가 존재하는 동시에, 노력지속성 이외의 다른 경로를 통해서도 인지된 경기력에 부정적인 영향을 미칠 가능성이 있음을 의미한다. 또한 노력지속성을 매개변인으로 포함한 이후에도 공동의존의 직접효과가 여전히 유의하게 나타났다는 점은 공동의존과 인지된 경기력의 관계가 노력지속성만으로 모두 설명되지는 않으며, 본 연구모형에 포함되지 않은 다른 심리적 요인이 추가적으로 작용할 가능성을 시사한다. 이러한 결과를 중심으로 다음과 같이 논의하고자 한다.

첫째, 공동의존은 인지된 경기력에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 공동의존 성향이 높을수록 자신의 경기수행을 긍정적으로 인식하지 못하며, 경기력에 대한 자신감 또한 낮아질 가능성이 있음을 의미한다. 공동의존은 타인의 요구와 감정에 지나치게 몰입하여 자신의 정체성과 정서조절 능력이 약화되는 심리적 특성으로 정의되며(Cermak, 1986), 자신의 욕구보다 타인의 평가와 기대를 우선시하는 행동양식을 포함한다. 서론에서 제시한 바와 같이 인지된 경기력은 객관적 성적이 아니라 자기수행에 대한 주관적 평가이므로, 자기가치의 준거를 타인의 승인에 두는 공동의존적 개인은 실제 수행 수준과 무관하게 자신의 수행을 낮게 평가할 가능성이 있다. 이러한 특성은 스포츠 상황에서 지도자와 동료의 평가에 대한 과도한 민감성으로 이어질 수 있으며, 수행 자체보다 관계 유지와 인정 욕구에 더 많은 심리적 자원을 사용하게 만들 수 있다. 장세용(2019)은 훈련과정과 경기상황에서 형성되는 상호의존적 관계가 선수의 경기력과 밀접한 관련이 있음을 보고하였으며, 이는 본 연구의 결과를 뒷받침한다. 최관용(2020) 역시 스포츠 환경에서 선수와 지도자 간의 정서적 교환이 경기력과 밀접한 관련이 있음을 제시하였다. 이러한 결과는 본 연구에서 확인된 공동의존과 인지된 경기력 간의 부적 관계를 뒷받침한다.

특히 대학 여성선수는 일반 대학생과 달리 학업과 운동을 동시에 수행해야 하는 이중 역할을 수행하며, 지도자 및 동료 선수와 장시간 밀접한 관계를 유지하는 환경에 놓여 있다. 이러한 환경에서는 대인관계의 질이 심리적 안정감뿐 아니라 경기 수행에도 직접적인 영향을 미칠 가능성이 높다. 국외 연구에서도 Jowett와 Poczwardowski(2007)는 선수와 지도자 간 관계의 질이 선수의 정서와 수행에 중요한 영향을 미친다고 보고하였으며, Isoard-Gautheur 등(2016)은 선수의 대인관계 스트레스가 소진과 경기력 저하를 유발할 수 있음을 제시하였다. 본 연구에서도 공동의존 성향이 높은 선수일수록 자신의 경기수행을 낮게 평가하는 것으로 나타나 이러한 선행연구와 일치하는 결과를 보였다. 이는 공동의존이 단순한 대인관계 특성이 아니라 선수의 수행 인식에까지 영향을 미치는 중요한 심리적 위험요인임을 시사한다. 따라서 스포츠 분야에서는 선수의 경기력 향상을 위해 신체적⋅기술적 훈련뿐 아니라 건강한 대인관계 형성과 심리적 자율성을 증진할 수 있는 교육 및 지원 프로그램을 함께 마련할 필요가 있다. 이는 지도자와 선수 간의 상호작용을 개선하고 선수의 자기결정성과 심리적 안정성을 강화함으로써 경기력 향상에 긍정적으로 기여할 수 있을 것이다.

둘째, 공동의존과 인지된 경기력의 관계에서 노력지속성은 유의한 부분 매개효과를 나타냈다. 이는 공동의존 성향이 높을수록 장기적인 목표를 위해 꾸준히 노력하는 능력이 감소하고, 이러한 감소가 결국 인지된 경기력 저하로 이어질 가능성이 있음을 의미한다. 이러한 결과는 서론에서 제시한 두 가지 이론적 관점에서 설명할 수 있다. 첫째, 자기조절 자원의 관점에서는 타인의 정서 상태에 대한 과도한 관심과 관계 유지를 위한 정서적 노력이 자기조절 자원을 소모시켜, 반복적인 훈련과 장기적인 목표 추구에 필요한 자원을 감소시킬 수 있다(Baumeister & Vohs, 2007). 둘째, 자기결정성의 관점에서는 타인의 인정과 기대가 행동의 중요한 기준이 될수록 목표 추구의 자율성이 낮아지고, 외적으로 조절된 동기가 강화되어 장기적인 노력을 지속하기 어려워질 수 있다(Deci & Ryan, 2000). 그러나 본 연구에서는 자기조절 자원의 고갈이나 동기 조절 양식을 직접 측정하지 않았기 때문에, 이러한 기제는 본 연구의 자료를 통해 직접 검증된 결과라기보다 연구결과를 설명하기 위한 이론적 해석으로 이해할 필요가 있다. 따라서 후속연구에서는 자기조절 자원과 동기 조절 양식을 직접 측정하여 공동의존이 노력지속성에 영향을 미치는 구체적인 경로를 검증할 필요가 있다.

또한 그릿의 핵심 요소인 노력지속성이 스포츠 상황에서 수행을 유지⋅향상시키는 중요한 심리적 자원이라는 선행연구들의 주장과 맥락을 같이한다. Duckworth 등(2007)은 노력지속성을 실패와 어려움에도 불구하고 장기적인 목표를 향해 지속적으로 노력하는 능력으로 설명하였으며, 스포츠에서는 반복적인 훈련과 의도적 연습을 지속하게 하는 핵심 요인으로 이해된다. 실제로 Tedesqui와 Young(2018)은 노력지속성이 성실성이나 자기통제에 비해 의도적 연습 참여와 도달한 경기 수준 등 스포츠 전문성 발달 준거를 더 효과적으로 설명한다고 보고하였으며, 후속 연구에서도 선수가 보고한 노력지속성이 한 시즌에 걸친 지도자 평가 훈련 참여를 예측하는 것으로 나타났다(Tedesqui & Young, 2019). 또한 Cormier 등(2021)의 스코핑 리뷰에서도 노력지속성은 경기력과 훈련 참여를 가장 일관되게 예측하는 요인으로 정리되었다.

본 연구는 이러한 선행연구를 확장하여, 노력지속성이 단순히 경기력을 예측하는 개인의 긍정적 특성에 그치는 것이 아니라 공동의존이 경기력에 영향을 미치는 심리적 기제로 기능할 수 있음을 보여주었다는 점에서 의의가 있다. 즉, 공동의존 성향은 선수의 지속적인 훈련 의지와 목표 추구 행동을 약화시키고, 이러한 변화가 자신의 경기수행에 대한 긍정적인 인식을 감소시키는 과정으로 이어질 가능성을 확인하였다. 따라서 선수의 경기력 향상을 위해서는 기술적⋅신체적 훈련뿐 아니라 공동의존 성향을 완화하고 자기주도적인 목표 설정과 꾸준한 노력지속성을 강화할 수 있는 심리중재 프로그램을 함께 제공할 필요가 있다.

셋째, 관심일관성은 공동의존과 인지된 경기력의 관계에서 유의한 매개효과를 나타내지 않았다. 이는 서론에서 설정한 가설 3과 일치하는 결과이다. Duckworth와 Quinn(2009)은 관심일관성을 장기간 동일한 목표에 대한 흥미를 유지하는 성향으로 설명하였으며, Credé 등(2017)의 메타분석과 Cormier 등(2021)의 스포츠 영역 고찰에서도 관심일관성은 노력지속성에 비해 성취 및 수행과의 관련성이 상대적으로 낮은 것으로 보고되었다. 본 연구의 결과는 이러한 선행연구의 결과와 맥을 같이한다.

관심일관성의 매개효과가 유의하지 않은 이유에 대해서는 몇 가지 가능성을 고려할 수 있다. 공동의존은 운동에 대한 흥미나 장기적 목표 자체보다는 실제 훈련 수행과 자기관리와 같은 행동적 측면에 더 큰 영향을 미칠 가능성이 있다. 또한 대학 학생선수는 이미 오랜 기간 선수생활을 지속해 온 집단이므로 종목에 대한 관심이 비교적 안정적으로 형성되어 있을 가능성도 있다. 그러나 본 연구에서는 선수 정체성, 운동 열정, 관심의 안정성 등을 직접 측정하지 않았으므로, 이러한 설명은 본 연구의 자료로 검증된 결과가 아니라 결과를 해석하기 위한 가능성으로 이해할 필요가 있다. 아울러 관심일관성 척도의 역채점 문항과 관련된 측정학적 특성이 결과에 영향을 미쳤을 가능성도 배제할 수 없다(Credé et al., 2017). 따라서 후속연구에서는 선수 정체성, 운동 열정, 관심의 안정성 및 측정도구의 특성 등을 함께 고려하여 관심일관성의 매개효과가 나타나지 않은 이유를 구체적으로 검증할 필요가 있다.

마지막으로 본 연구는 여성선수의 경기력 향상을 위해서는 운동기술이나 신체적 능력의 향상뿐 아니라 선수의 관계 중심적 심리 특성을 함께 고려한 심리적 접근이 필요함을 시사한다. 본 연구 결과에서 공동의존은 인지된 경기력에 직접적인 영향을 미칠 뿐만 아니라 노력지속성을 통해서도 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 공동의존 성향이 높은 선수들에게는 단순한 기술훈련뿐만 아니라 자기조절 능력과 자기주도성을 강화할 수 있는 심리중재를 병행할 필요가 있다. 특히 선수 스스로 훈련 목표를 설정하고 어려움 속에서도 이를 지속적으로 실천할 수 있도록 돕는 심리기술훈련과 그릿 향상 프로그램을 적용하는 것이 경기력 향상에 도움이 될 수 있다.

또한 지도자는 선수와 신뢰로운 관계를 형성하는 동시에 선수의 자율성을 존중하고 독립적인 의사결정을 지원하는 지도방식을 실천함으로써 지나친 심리적 의존 관계가 형성되지 않도록 노력할 필요가 있다. 다만 본 연구는 횡단자료에 기반한 상관적 연구이므로, 이러한 실천적 제언은 인과관계에 근거한 처방이라기보다 후속연구를 통해 검증할 필요가 있는 제안적 해석으로 이해할 필요가 있다.

한편 본 연구는 다음과 같은 제한점을 가진다. 첫째, 횡단적 연구설계를 적용하였기 때문에 공동의존, 그릿, 인지된 경기력 간의 인과관계를 명확하게 규명하는 데에는 한계가 있다. 특히 본 연구의 병렬 매개모형은 세 변인 간 경로를 추정하는 완전재귀모형(fully recursive model)이지만, 횡단자료를 이용한 분석이므로 변인 간 영향의 방향이나 인과관계를 통계적으로 확정할 수 없다. 따라서 노력지속성의 저하가 공동의존을 심화시키는 역방향 경로나 두 변인 이 상호 영향을 주고받는 가능성도 배제할 수 없다. 본 연구에서 설정한 경로는 서론에서 제시한 이론적 가정에 근거한 하나의 해석적 방향이며, ‘영향을 미친다’ 또는 ‘저해한다’는 표현 역시 인과적 의미가 아닌 잠정적 해석으로 이해할 필요가 있다. 따라서 후속연구에서는 종단연구나 실험연구를 통해 변인 간 시간적 관계와 인과적 메커니즘을 검증할 필요가 있다. 둘째, 모든 변인을 동일 시점에 동일 응답자의 자기보고식 설문으로 측정하였기 때문에 사회적 바람직성과 공통방법편의(common method bias)의 영향을 배제하기 어렵다. 본 연구에서는 공통방법편의의 가능성을 확인하기 위해 Harman의 단일요인 검증을 실시하였으며, 전체 문항을 대상으로 한 단일요인이 설명하는 분산은 33.4%로 일반적인 50% 기준을 하회하였다. 따라서 본 연구자료에서 단일요인에 의한 심각한 공통방법편의가 나타날 가능성은 높지 않은 것으로 판단하였다. 그러나 Harman의 단일요인 검증은 공통방법편의를 완전히 확인하거나 배제하는 데 한계가 있으므로, 본 연구에서 공통방법편의의 가능성을 완전히 배제하였다고 보기는 어렵다. 향후 연구에서는 측정 시점의 분리, 응답원의 다원화(지도자 평가, 실제 경기기록, 행동관찰 자료), 잠재공통방법요인을 포함한 측정모형의 적용 등을 통해 공통방법편의의 영향을 보다 엄밀하게 검증할 필요가 있다. 셋째, 본 연구는 대학 여성선수를 대상으로 수행되었으므로 연구결과를 모든 선수집단으로 일반화하는 데에는 신중한 해석이 요구된다. 또한 편의표본추출을 적용하였고 종목 구성이 제한적이라는 점에서 표본의 대표성에도 한계가 있다. 후속연구에서는 남성선수, 엘리트선수, 생활체육선수 등 다양한 대상과 종목을 포함하여 공동의존과 그릿의 역할이 집단 특성에 따라 어떻게 달라지는지를 비교⋅검증할 필요가 있다.

Acknowledgments

이 논문은 2023년 대한민국 교육부와 한국연구재단의 지원을 받아 수행된 연구임(NRF-2023S1A5C2A02095892).

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