1. 연구의 필요성

사행이란 우연에 기대어 이익을 얻으려는 것으로, 우리나라는 우연이 개입되는 게임 이용자에게 재산상의 이익과 손실을 주는 카지노, 경마, 경륜, 경정, 복권, 체육진흥투표권, 소싸움을 합법적 사행산업으로 분류하고 있다[1]. 최근 우리나라의 사행산업 시장 규모는 약 104조원으로 매년 증가하고 있으며, 스마트폰과 인터넷을 통한 불법 도박시장 또한 확산되고 있다. 이러한 도박 합법화, 사행산업시장 규모 확산으로 인해 사회유명인을 비롯한 일반인들의 도박관련 사건 보도가 증가되면서 도박장애에 대한 사회적 관심이 대두되고 있다[2, 3].

우리나라 성인 도박장애 유병률은 5.1%로, 이는 호주 2.3%, 뉴질랜드 1.3%, 체코 2.3%와 비교하여 2∼3배 높은 수준이다[2]. 특히 우리나라 사행산업 시장 규모는 약 104조원으로 매년 증가하고 있으며, 사행성 게임 이용자 중 도박장애 유병률은 35.4%로 성인 도박장애 유병률의 약 7배에 해당된다[2]. 도박장애(gambling disorder)는 도박에 대한 충동을 자신의 의지로는 억제하지 못하여 도박에 심취하고 지속적으로 도박을 하면서 일상적인 생활에 현저한 손상이나 고통이 발생하는 정신질환이다[4]. 도박장애는 도박중독(gambling addiction), 문제도박(problem gambling), 병적도박(pathological gambling) 등의 용어와 혼용하여 사용되며, 사행성 게임 이용자들 중 도박장애로 진단받지 않았지만 도박에 소비할 시간이나 금전을 정하는 것을 조절하지 못하고 도박행동을 지속하여 본인 뿐 아니라 타인, 지역사회에 해로운 결과를 초래할 경우 문제도박으로 명명된다[5].

문제도박은 개인의 일상적인 생활뿐 아니라 가족관계, 법적, 사회·경제적 측면에서 다양한 문제를 발생시킨다[3, 6]. 불안, 분노, 통제력 상실, 약물 및 알코올 의존, 우울증, 불안장애, 성격장애 등 정신장애 문제를 동반할 뿐만 아니라[6, 7], 가정폭력, 이혼 및 별거 등 가족문제를 야기한다[8]. 또한 도박에 필요한 자금 마련을 위한 사기, 매춘 등의 범죄, 도박으로 인한 실직, 부채, 파산 등은 사회·경제 발전에 악영향을 미친다[8, 9]. 따라서 이와 같은 폐해를 줄이기 위해 문제도박 예방을 위한 메커니즘을 예측하고 설명하는 연구가 필요하다.

문제도박에 영향을 미치는 사회, 인지, 정서적 측면을 통합적으로 접근한 Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델은 도박의 이용가능성과 접근성이 있을 때 도박이 시작되며, 행동조건화(behaviorally conditioned), 정서취약성(emotionally vulnerable), 그리고 반사회적 충동성(antisocial impulsivity) 등 세 경로를 통해 문제도박에 이른다고 설명하고 있다. 행동조건화 경로는 건강한 심리상태에서 사교적인 목적으로 또는 돈을 따기 위해 도박을 시작하고, 정서적 취약성 경로는 우울, 불안, 스트레스 등 정서적 취약상태를 벗어나기 위해 도박을 시작하다가 문제성 및 병적도박에 이른다고 설명한다. 또한 반사회적 충동성 경로는 인내력이 부족하고 반사회적 성격을 가지고 있는 경우 도박을 시작하고 병적도박 문제가 발생한다고 한다. 특히, 충동성은 문제도박자의 주요 특징으로 문제도박에 영향을 미치는 중요한 예측요인으로 제시되고 있다[11, 12].

문제성 및 병적도박 경로모델을 적용한 선행연구는 문제도박 청소년의 성격 특성이 세 가지 경로로 분류될 수 있음을 증명하였으며[13], 도박경험이 있는 대학생의 사회적 역기능과 문제음주가 도박빈도를 매개로 문제도박에 영향을 미친다고 보고하였다[14]. 그러나문제성 및 병적도박 경로모델의 세 가지 경로에서 도박의 접근성과 이용가능성으로 도박이 시작된 후 어떠한 요인이 도박행동을 강화하거나 감소시켜 문제도박으로 이어지는지 메커니즘을 설명하는 연구가 부족하다.

사행성 게임 등의 도박을 이용하는 도박자의 경우 도박의 접근성과 도박 빈도가 높아질수록 문제도박 발생 위험성이 높아지며[3, 6], 도박자의 우울, 불안이 높을수록[15, 16, 17], 충동성, 도박 갈망이 높을수록[18], 비합리적 도박신념 및 도박관련인지왜곡이 높을수록[19, 20, 21, 22] 문제도박이 증가되는 것으로 나타났다. 도박관련인지왜곡은 도박에 대한 잘못된 생각 및 믿음을 의미하며[22], 선행연구[23, 24]에서는 도박자의 도박관련인지왜곡의 변화가 우울 및 불안을 감소시키고 문제도박을 낮추며, 충동성과 문제도박 간의 관계에 도박관련인지왜곡이 영향을 미친다고 하였다[25].

도박자의 문제도박의 위험성을 낮추는 보호요인인 도박통제자기효능감은 도박행동을 중단하고 통제할 수 있다는 믿음을 의미한다[26, 27]. 도박통제자기효능감은 문제도박에 미치는 우울, 불안 등 부정적 영향을 완화하는 효과가 있으며[27, 28], 도박동기, 우울, 불안, 가정생활 만족도와 문제도박 간의 관계에 영향을 미치는 것으로 나타났다[26]. 그러나 도박자에게 영향을 미치는 이러한 요인들은 문제성 및 병적도박 경로모델에서 제시한 도박관련인지왜곡과 같은 매개 요인을 통해 도박행동에 영향을 미치는 메커니즘을 설명해주는 연구가 미흡하다. 또한 문제도박을 일으키는 위험요인을 완화시키고 문제도박을 감소시킬 수 있는 요인의 매개 효과를 설명한 연구가 부족하다.

따라서 본 연구에서는 사행성 게임 이용자를 대상으로 문제도박 예측 모형을 구축하기 위하여 Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델에 도박통제자기효능감을 추가하여 문제도박에 이르는 메커니즘을 검증하고자 하였다

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적 도박 경로모델과 선행연구를 바탕으로 사행성 게임 이용자의 문제도박에 영향을 미치는 요인을 규명하고, 사행성 게임 이용자가 문제도박에 이르는 메커니즘을 설명하는 예측모형을 구축하고 이를 실증적으로 검증하는 것이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 사행성 게임 이용자의 문제도박에 대한 가설적 모형을 구축한다.

둘째, 가설모형과 실제 자료 간의 적합도 검증을 통해 사행성 게임 이용자의 문제도박을 설명하고 예측하는 구조모형을 제시한다.

셋째, 사행성 게임 이용자의 문제도박에 영향을 주는 변수들 간의 직접, 간접, 총 효과를 파악한다.

3. 연구의 개념적 기틀과 가설모형

본 연구는 사행성 게임 이용자의 문제도박 예측 모형을 구축하고, 문제도박 보호요인과의 관계를 설명하기 위해 Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델을 근간으로 문제도박 보호요인인 도박통제자기효능감을 추가하여 개념적 기틀을 구성하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework.

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Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델은 도박행동에 대해 통제력을 잃어가는 과정을 도박문제를 일으키는 사회적, 정서적, 인지적 요인을 통해 복합적으로 접근한 모델이다. 이 모델은 행동조건화, 정서 취약성, 반사회적·충동성 등 세 경로로 이루어져 있으며, 각 경로의 위험요인이 문제도박으로 발전하는 과정을 설명해 주고 있다. 이들 경로들은 경험적으로 확인될 수 있는 요인들에 의해 도박자의 유형을 구분할 수 있으며, 각 유형에 따라 다른 지침을 제공할 수 있기 때문에 유용하다[13, 29].

문제성 및 병적도박 경로모델의 생태적 요인, 정서적 취약성, 충동적 특성은 각 경로의 도박 시작 위험요인이다. 이러한 도박 시작 위험요인은 도박행동이라는 반응에 영향을 주는 긍정적/부정적 강화, 처벌 등의 고전적/조작적 조건화를 통해 의해 도박 행동을 증가시키거나 악화시키는 과정에 영향을 미친다. 이러한 과정을 통해 도박자의 도박행동이 습관화 되고, 손실한 금액을 만회하고자 더욱더 도박에 몰입하여 문제도박에 이른다고 하였다[10, 14].

생태적 요인은 도박의 이용가능성과 접근성을 의미하며, 위험감수, 우울, 불안, 부정적 대처 등의 요인을 의미하는 정서적 취약성, 충동적 성향, 물질남용, 반사회적 행동 등의 요인을 의미하는 충동적 특성에 직접적으로 영향을 미친다. 그러나 우리나라는 도박의 합법화, 사행산업 시장 규모의 증가, 스마트폰과 인터넷을 통한 불법도박의 확산 등으로 도박의 접근성과 유용성이 높다[2, 3]. 또한 본 연구의 대상자는 현재 사행성 게임장에 12개월 동안 접근하고 이용하고 있는 상태이므로 생태적 요인 측정은 본 연구에서 제외하였으며, 습관화, 본전 찾기와 같은 문제도박 행동은 문제도박의 정도와 심각성을 측정하는 도구에 항목이 포함되어 있어 경로에서 제외하였다.

도박자들은 주로 우울, 불안 등의 부정적 정서를 탈피하고자 도박을 시작할 뿐만 아니라[10], 스트레스를 해결하고자 충동적으로 도박행동을 한다[11]. 또한 도박을 할수록 자신이 도박의 승산을 조절할 수 있다는 도박에 대한 잘못된 인지가 증가되고[30], 도박행동에 대한 통제력이 상실되면서 문제도박에 이르게 된다[20, 21, 31].

따라서 본 연구에서는 문제도박에 영향을 미치는 중요한 요인이라고 보고되고 있는 우울, 불안, 스트레스 등의 부정적 정서를[7, 32, 33, 34] 정서적 취약성 요인으로 본 연구의 개념적 기틀에 포함시켰다. 최근연구에서는 충동성을 다차원적으로 보고 있는데, 문제도박의 경우 일반적 충동성보다 운동 충동성이 영향을 미친다고 하였다[12, 35]. 따라서 충동적 성향 요인으로 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성을 본 연구의 개념적 기틀에 포함시켰다. 또한 도박관련인지왜곡은 문제도박의 선행요인으로 보고되고 있어[20, 31, 36], 고전적·조작적 조건화 요인으로 도박관련인지왜곡을 본 연구의 개념적 기틀에 포함시켰다.

문제성 및 병적도박 경로 모델에서 문제도박에 영향을 미치는 요인들은 위험요인들로 구성되어 있어, 문제도박의 보호요인이 문제도박의 진행과정에 미치는 영향은 설명하지 않았다. 따라서 본 연구에서는 문헌 고찰을 통해 문제도박의 보호요인인 도박통제자기효능감[36, 37]을 추가 하여 개념적 기틀을 구성하였다.

본 연구는 사행성 게임 이용자의 문제도박 예측 모형 구축을 위해 Blaszczynski와 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델과 문헌고찰을 토대로 4개의 외생변수(부정적 정서, 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성)와 3개의 내생변수(도박관련인지왜곡, 도박통제자기효능감, 문제도박)로 Figure 1과 같은 개념적 기틀을 구성하고 가설적 모형을 설정하였다.

선행 연구의 결과를 근거로 변수들 간에 설정한 경로의 방향을 내생변수를 중심으로 설명하면, 문제도박은 부정적 정서가 높을수록 증가하였으며[7, 32, 33, 34], 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성은 문제도박에 영향을 미쳤다[11, 12, 35]. 도박관련인지왜곡이 강할수록 자제력이 손상되고 일상생활 적응력이 감소되어 문제도박 수준이 높았으며[38, 39], 도박통제자기효능감은 문제도박을 낮추는데 영향을 미치고 있다[36, 37, 40, 41].

도박관련인지왜곡은 부정적 정서, 충동성의 증가와 관계가 있었으며[3, 42], 문제성 및 병적 경로모델에서는 우울, 불안과 같은 정서적 취약성, 충동적 성향이 도박관련인지왜곡과 같은 고전적·조작적 조건화에 영향을 미친다고 하였다[10]. 또한 충동성은 도박관련인지왜곡을 매개로 도박행동에 간접적으로 영향을 주었다[25].

도박통제자기효능감은 충동성, 도박관련인지왜곡을 감소시킬 수 있으며[2, 21], 스트레스, 도박관련인지왜곡, 부정적 정서와 문제도박간에 매개효과가 있었다[3, 28].

이상과 같은 선행연구 결과를 토대로 본 연구에서는 첫째, 부정적 정서, 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성, 도박관련인지왜곡, 도박통제자기효능감이 문제도박에 영향을 미치는 것으로 경로를 설정하였다. 둘째, 부정적 정서, 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성이 도박관련인지왜곡에 영향을 미치는 것으로 경로를 설정하였다. 셋째, 부정적 정서, 인지 충동성, 운동 충동성, 무계획성 충동성, 도박관련인지왜곡이 도박통제자기효능감에 영향을 미치는 것으로 경로를 설정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 횡단적 조사연구로서 사행성 게임 이용자의 문제도박을 설명하기 위하여 Blaszczynski과 Nower [10]의 문제성 및 병적도박 경로모델과 선행연구를 근거로 가설적 모형을 설정하고, 실증적 자료를 수집하여 모형의 적합성과 모형에서 제시된 가설을 검증하기 위한 연구이다

2. 연구 대상

본 연구 대상자는 서울, 강원도, 경기도 지역에 위치한 사행성 게임장(카지노, 경륜, 경마, 경정 등)을 이용하는 자를 편의추출 하였다. 대상자 선정기준은 사행성 게임을 이용하는 19세 이상 성인, 최근 12개월 동안 매달 1회 이상 방문하였다고 대답한 자, 의사소통이 가능하고 글을 읽고 쓰기가 가능한 자, 본 연구의 목적과 내용을 이해하고 참여에 동의한 자였다. 대상자의 제외기준은 사행성 게임장을 방문하지만 이용하지 않는 자, 사행성 게임장을 12개월 미만 이용한 자, 의사소통이 불가능한 자는 본 연구에서 제외하였다. 구조방정식 모형에서 최대우도법을 사용하기 위해 200명 이상의 표본크기가 필요하며, 일반적으로 요구되는 연구의 표본 수는 관측변수 당 10~20배가 권장되고 있다[43]. 본 연구의 관측변수는 14개이므로 약 140~280명이 필요하다. 본 연구의 표본 크기는 262개로 구조모형 분석 시 표본 크기의 최소권장수준을 충족하였다.

3. 연구도구

자료수집에 앞서 도구의 원저자, 한국어 번안자 및 수정 보완한 연구자로부터 이메일, 전화, 문자를 통해 사용허락을 받았다. 대상자의 일반적 특성은 성별, 연령, 결혼상태, 교육정도, 도박 가족력, 사행성 게임 최초 경험시기, 지난 한달 간 사행성 게임 참여 빈도, 사행성 게임 1회 참여시 소비시간을 조사하였다.

4. 자료수집 방법

본 연구의 자료는 2016년 12월 20일부터 2017년 2월 3일까지 수집하였다. 연구 대상자 보호를 위하여 자료 수집 전 이화여자대학교 생명윤리위원회(IRB No. 124-10) 승인을 받았다. 서울 2곳, 강원도 1곳, 경기도 4곳, 총 7곳의 사행성 게임장(카지노, 경륜, 경마, 경정 등)을 이용하는 성인을 대상으로 하였다. 연구자가 사행성 게임장을 방문하여 게임에 몰입하다가 잠시 관전하거나 쉬고 있는 대상자나 사행성 게임장을 출입하는 대상자에게 직접 접근하여 연구의 목적과 내용, 연구방법 등을 설명하였다. 이후 연구 참여에 동의한 사람에게 서면으로 동의서를 받은 후 자가 기입식 설문지를 이용하여 자료를 수집하였다. 설문지는 총 400부를 배부하였으며, 연구의 목적과 내용 설명 시 연구 참여에 동의하였으나 수거되지 않은 59부를 제외하고 최종적으로 341부(85.3%)가 회수되었다. 이 중 설문지의 응답이 일부 누락된 65부, 설문지에 응답을 하나의 번호로 불성실하게 작성한 14부를 제외한 262부의 자료가 최종 분석에 사용되었다. 설문조사에 소요되는 시간은 약 20∼30분이었으며, 자료수집 후 소정의 선물을 제공하였다.

5. 자료 분석 방법

SPSS 22.0 프로그램을 이용하여 사행성 게임 이용자의 일반적 특성과 연구변수의 특성은 서술적 통계, 연구도구의 신뢰도는 Cronbach's α, 측정변수들 간의 상관관계 및 다중공선성은 Pearson's correlation coefficient로 분석하였다. 구조모형은 AMOS 21.0 프로그램을 이용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 구조방정식의 정규성을 검증하기 위하여 왜도와 첨도를 검토하였다. 둘째, 잠재변수의 타당도를 확인하기 위하여 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 실시하였다. 셋째, 구조모형의 추정은 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법(Maximum Likelihood Method [MLM])을 이용하였다. 넷째, 구조모형의 적합도 평가는 Goodness of Fit Index (GFI), Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI), Normed Fit Index (NFI), CFI (Comparative Fit Index), Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR)지수로 분석하였다. 다섯째, 사행성 게임 이용자의 문제도박 가설적 연구 모형의 직접효과, 간접효과, 총 효과의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 부트스트랩(bootstrapping)을 이용하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구 대상자는 총 262명으로 남성이 222명(84.7%)이었으며, 평균 연령은 49.41±10.27세 이었다. 결혼 상태는 이혼이 101명 (38.5%)으로 가장 많았고, 교육정도는 고등학교 졸업자가 112명 (42.7%)로 가장 많았다. 도박 가족력이 있는 경우가 149명(56.9%)이었으며, 사행성 게임 최초 경험 시기는 20~29세가 94명(35.9%)로 가장 많았다. 지난 한 달간 사행성 게임 참여 빈도는 3∼4회가 110명(42.0%)으로 가장 많았고, 사행성 게임 1회 참여시 소비 시간은 7∼9시간 미만이 74명(28.2%)으로 가장 많았다. 문제도박 수준은 문제성 도박자가 148명(56.5%)로 가장 많았고, 비문제성 도박자는 63명(24.0%), 중위험성 도박자는 39명(14.9%), 저위험성 도박자는 12명(4.6%)이었다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of Participants and Descriptive Statistics of Observed Variables (N=262)

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2. 연구변수에 대한 서술적 통계와 상관관계

사행성 게임 이용자의 문제도박 평균점수는 7.88±5.80점, 부정적 정서는 38.56±14.47점, 인지 충동성 21.69±3.92점, 운동 충동성 28.64±5.26점, 무계획성 충동성이 19.33±3.16점이었다. 도박관련인지왜곡의 평균은 103.44±17.25점, 도박통제자기효능감 28.47±5.23점이었다. 구조방정식 모델에서는 측정변수들이 정규분포를 따르고 있다는 가정 하에 분석이 진행되므로 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)의 값을 이용하여 정규성을 확인하였다. 왜도와 첨도에 대한 절대값이 각각 3과 10을 넘지 않을 경우 일변량정규성을 만족한다[43]. 본 연구의 단일변량 정규성 검정에서 모든 측정변수의 왜도 값의 범위가 −0.09~−0.82, 첨도값의 범위는 −0.24~−1.24로 각 변수의 왜도의 절대값이 3을 넘지 않고, 첨도의 절대값이 8을 넘지 않아 일변량 정규성을 만족하였다(Table 1). 가설 검증 전 연구변수들 간의 다중공선성을 확인하기 위해 상관관계를 분석하였다. 일반적으로 변수간의 상관계수 절대값이 0.8 이상이면 다중공선성의 문제가 없는것으로 판단한다[43]. 본 연구의 모든 측정변수의 상관계수의 범위는 .12~.79로 0.8을 넘지 않아 다중공선성의 문제는 없었다(Table 2).

Table 2
Descriptive Values and Correlations among Variables (N=262)

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3. 가설적모형의 검증

3) 가설적 모형의 모수 추정과 효과분석

연구모형에서 표준화 경로 추정계수 값과 유의성에 대한 분석결과는 Table 3과 같으며, 표준화 경로계수를 중심으로 모형을 제시하면 Figure 2와 같다. 총 15개의 경로 중 8개의 경로가 유의하게 나타났다.

Figure 2
Path diagram for the final model.

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Table 3
Effects of Predictor Variables in the Hypothetical Model (N=262)

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사행성 게임 이용자의 문제도박에 부정적 정서(β=.31, p=.004), 운동 충동성(β=.15, p=.003), 도박관련인지왜곡(β=.31, p=.006), 도박통제자기효능감(β=−.25, p=.002)이 유의하게 직접효과가 있었으며, 설명력은 75.2%이었다.

모형 내 간접효과의 유의성 검정 결과를 살펴보면, 사행성 게임 이용자의 부정적 정서(β=.30, p=.002), 운동 충동성(β=.09, p=.003)이 도박관련인지왜곡을 매개로 문제도박에 간접효과가 있었다. 또한 부정적 정서(β=.30, p=.002), 도박관련인지왜곡(β=.10, p=.002)이 도박통제자기효능감을 매개로 문제도박에 간접효과가 있는 것으로 나타났다.