산림생태계서비스 인식이 친환경행동에 미치는 영향: 구조방정식 분석을 활용하여

생태계서비스는 인간에게 영향을 미치는 직⋅간접적인 생태계 기능의 편익을 의미하며, 생태계의 재화와 서비스로 대표된다(Costanza et al., 1997). 새천년생태계평가(Millennium Ecosystem Assessment)는 생태계서비스에 대해 ‘인간복지에 대한 직⋅간접적인 기여’로 정의하였으며 기능에 따라 공급⋅지원⋅조절⋅문화서비스로 구분하였다. 산림청 제6차 산림기본계획(2018∼2037)에서는 산림자원을 기반으로 제공되는 산림생태계서비스를 공급⋅조절⋅문화⋅지원서비스로 구분하여 하위 항목을 구성하고, 관련 정책을 마련하였다.

2015년 국민환경의식조사는 우리나라 국민을 대상으로 생태계서비스 의식을 파악하였다. 응답자의 70% 이상은 생태계서비스로부터 얻는 혜택이 중요하다고 평가하였으며, 대부분 항목의 중요도가 5점 척도에서 4점 이상이었다(Kang et al., 2015). Kim et al.(2018)은 지역의 탄천을 이용하는 사람을 대상으로 생태계서비스가치에 대한 인식을 조사하였고, Myeong(2019)은 논 생태계서비스에 대한 인식 수준을 조사한 결과, 논을 보존하는 데 있어 생태계서비스에 대한 이해와 긍정적 인식이 중요한 요소임을 파악하였으며, 성장기 농촌에서의 경험 유무에 따라 논의 생태계서비스를 인식하는 정도에 차이가 있었다. 또한, 산림에 대한 국민의식 조사 결과로 일반인과 전문가 모두 산림의 공익적 기능에 대해 이산화탄소 흡수 및 대기 정화가 가장 중요하다고 평가하였다(Korea Forest Service, 2015). 기존 연구는 생태계서비스 전반에 대한 국민 인식만을 설문하였으며, 특정 생태계의 인식에 대한 연구는 부족하다. 따라서 본 연구는 산림생태계가 제공하는 서비스를 대상으로 일반인의 인식 수준을 파악하고자 한다.

몰입은 감정적 또는 인지적으로 특정 대상이나 집단과의 행위 과정에서 지속적인 관계를 유지하는 것으로서, 어떤 활동에 집중할 때 나타나는 최적의 심리상태라고 정의한다(Csikszentmihalyi, 1990; Shin, 2010). 여러 분야에서 몰입의 개념을 정의하고 사용하지만, 공통된 특징은 관계의 지속성 또는 관계 속에서 상대에 대한 정서적 애착을 반영한다는 것이다(Park, 2005). 환경몰입이란 기업-고객, 개인-개인의 관계를 바탕으로 정의된 몰입의 개념을 개인과 환경의 관계에 적용하여 발전한 개념이다. 자연의 안녕이 개인의 안녕에 영향을 주고 있으며, 자연환경과 인간은 상호의존적인 관계라는 것이다(Lee and Hahn, 2009). Davis (2009)는 자연환경에 대한 심리적 애착 또는 지속적인 장기지향성을 환경몰입으로 정의하였다. 특히, 산림에서의 활동은 성취감, 모험심, 탐구심 등을 생기게 하여 긍정심리학의 한 개념인 플로우(flow; 몰입의 즐거움)를 경험하게 하며, 숲에서 보낸 시간이 몰입(flow), 인간의 심리적 인식에 영향을 주는 요소로 나타났다(Shin, 2007; Kim et al., 2016).

환경몰입과 친환경행동 사이의 유의한 관계는 많은 선행연구 결과로 검증되었다. 대학생을 대상으로 한 연구에서 환경몰입의 수준이 높을수록 친환경행동의도에 긍정적인 영향을 미치는 결과를 확인하였으며(Davis, 2009), 농민들을 대상으로 한 연구에서는 농민들의 자연과의 유대감이 친환경행동을 부분적으로 설명하는 것으로 나타났다(Gosling and Williams, 2010). 개인이 자연 환경과 상호의존적인 관계를 인식하고 높은 몰입 정도를 가질수록 친환경 제도나 계획, 정책에 대한 지지도가 긍정적이었다(Coy et al., 2013). 또한, 환경몰입은 친환경제품 구매 등 녹색소비자 행동에 영향을 미치는 중요한 변수로 나타났다(Lee and Hahn, 2009; Lee and Kim, 2012; Yu and Lee, 2014). 선행연구의 결과를 기반으로 본 연구는 개인과 자연환경의 관계, 심리적 애착 정도를 의미하는 ‘환경몰입’이 친환경행동에 유의한 영향을 줄 것으로 가정하였다.

환경의식이란 사람들이 환경문제를 의식하고 해결하려는 노력을 지지하는 정도 혹은 문제 해결에 개인적으로 기꺼이 기여하고자 하는 정도를 의미한다(Dunlap and Jones, 2002 재인용; Song, 2014). 또한, 환경문제에 대한 관심과 우려 정도, 환경문제에 관련한 관심과 환경정책에 대한 평가, 그리고 환경문제를 해결하는 실천의지를 포함하는 개념으로 정의하였다(Jo and Kim, 2003; Kum and Kim, 2011).

환경에 대한 위기를 인식하는 사람일수록 친환경행동에 대해 긍정적인 반응을 보이며 실천의지가 높음을 선행연구를 통해 확인하였다. Luo and Deng(2008)의 연구에서 환경에 대한 위기를 인식하는 사람이 그렇지 않은 집단보다 더 친환경적인 경향을 보였으며, 생태계 등 환경에 대한 인식은 사람들의 태도나 행동양식 등을 이해하는데 중요한 선행변수였다(Carlton and Jacobson, 2013). 또한, 환경오염의 심각성 인식 수준에 따라 공익 광고의 전달 방법을 달리할 때, 개인의 친환경행동의도에 상당한 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 친환경 행동을 촉진하기 위해서 개인의 환경에 대한 심각성 인식 수준에 따라 효과적인 메시지 전달 방식을 설정해야 함을 시사한다(Kim, 2013). 본 연구에서는 개인이 환경문제에 대하여 가지는 신념, 관심, 내면의 가치를 ‘환경문제의식’으로 정의하여, 친환경행동과의 영향관계를 확인해보고자 한다.

친환경행동은 환경적인 소양을 가지고 긍정적인 환경 결과를 도출하기 위해 개인 또는 집단이 계획하고 결정하며, 반영하고 실행하는 것으로 정의하고, 쓰레기 분리수거, 에너지 절약, 친환경제품 구매 등 환경보전에 기여하는 개인적인 행동뿐만 아니라 환경운동 참여와 같은 정치적 함의를 갖는 집단적 행동까지도 포함한다(Kum and Kim, 2001; Bak and Huh, 2010). 친환경행동은 환경정책을 성공적으로 집행하여 정책 목적 달성에 결정적 역할을 할 요소이므로, 환경정책의 성패는 대상 집단의 행동을 어떻게 환경친화적으로 통제하고 유도하느냐에 따라 달려있다(Kang et al., 2015). 친환경행동의도란 친환경행동을 실천에 옮기려는 개인의 경향이나 의지를 나타내며, 주로 친환경행동과 선행변수를 연결하는 매개변수 혹은 최종 종속변수로 역할을 한다(Kum and Kim, 2001). 실제 행동으로 실천했는지 여부는 직접 측정이 어려워 일반적으로 행동의도를 행동의 대체물로 사용한다. Kim and Moon (2013)은 친환경행동 참여의사와 친환경행동 간 긍정적인 인과관계를 증명하였고, Kwon(2016)은 행동의도가 행동을 유도하는 직접적인 요인으로 보았으며 친환경행동의도가 높을수록 실제 사람들의 실천 빈도와 강도가 높을 것이라고 하였다.

성별, 연령, 소득수준 등의 특성변수도 친환경행동에 영향을 주는 요인으로 나타났으며, 그뿐만 아니라 환경의식이 높은 사람의 친환경행동 실천도가 높았다(Shin and Lee, 2016). Park et al.(2007)은 합리적 행동이론을 기반으로 개인의 환경친화적 태도와 주관적 규범이 행동의도에 미치는 긍정적인 영향관계를 확인하였다. 생태계서비스 평가요인이 환경위기인식과 친환경행동 참여의사에 영향을 미치는 관계에서, 환경위기를 인식하는 지역주민일수록 친환경행동에 대한 참여의사가 높았다. 또한, 문화서비스와 친환경행동 참여의사 간 직접적인 영향관계를 확인하였다(Kim et al., 2016). 본 연구는 개인의 친환경행동을 파악하기 위해 기존 연구 결과를 기반으로 행동의도가 있는 사람이 실제 실천 행동도 높을 것으로 가정하여 친환경행동의도를 측정하였다.

본 연구에서는 산림생태계서비스의 인식이 환경몰입과 환경문제의식을 매개하여 친환경행동에 미치는 영향을 파악하고자 한다. 일반인을 대상으로 산림생태계서비스 인식과 환경몰입 및 환경문제의식, 친환경행동의 영향 관계를 구조적으로 살펴보고자 한다. 산림생태계서비스 인식을 외생변수로, 환경몰입, 환경문제의식, 친환경행동을 내생변수로 설정하였다. 예비분석인 요인분석을 통해 산림생태계서비스 인식을 공급⋅조절서비스, 문화서비스의 2개 요인군으로 구분하였다(Figure 1).

Figure 1. Research model.

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위의 연구모형을 바탕으로 연구가설을 설정하였다.

연구모형과 가설을 검정하고 변수 간 관계를 파악하기 위하여 구조방정식 모델을 사용하였다. 구조방정식모델은 측정모델과 구조모델로 구성한다. 측정모델은 잠재변수와 해당 측정변수 간 관계로 요인분석을 기반하며, 구조모델은 잠재변수 간 관계로 회귀분석 및 경로분석을 토대로 한다. 구조방정식모델 분석의 궁극적인 목적은 잠재변수 간 관계를 추정하고 결과에 대한 통계적 유의성을 검정하는 것이다. 즉, 구조방정식모델을 통해 연구자가 설정한 연구가설을 검정하는 것이 주요한 목적이다. 구조방정식모델 분석에서는 측정오차를 통제할 수 있기 때문에, 측정변수만을 활용하는 회귀분석이나 분산분석보다 신뢰할 만하다. 또한, 여러 개의 회귀모형을 동시에 분석할 수 있어 매개변수의 사용이 용이한 장점이 있다.

구조방정식모델 분석을 위해 각 잠재변수에 대한 문항을 작성하고 설문조사를 통해 자료를 수집하였다. 자료 수집은 2019년 4월 11일에서 4월 21일까지 10일 동안 진행되었으며, 온라인 설문조사를 위해 서베이몽키(kr.surveymonkey.com) 플랫폼을 이용하였다. 모집단은 전국의 20대 이상 성인 남녀를 대상으로 하였으며 동일 IP로는 설문하지 못하도록 사전에 설계하여 설문자의 중복 참여 문제를 방지하였다. 설문지는 총 465부 중 불성실한 응답을 제외하고 425부(91.4%)를 최종 선택하여 분석에 이용하였다. 구조방정식 모델 분석 시, 최소 100에서 최대 500 이상까지 표본크기가 요구되고 있으나, 일반적으로 통계적 검정력을 판단하기에 200 이상이면 바람직하다고 인정된다(Park et al., 2010). 설문조사로 수집된 자료는 IBM SPSS statistics version 24.0, AMOS 26.0을 이용하여 분석하였다.

생태계서비스는 MA(2005)의 ‘인간복지에 대한 직⋅간접적인 기여’로 정의하고 공급⋅조절⋅문화서비스로 구분하여 12문항을 구성하였으며, 지지서비스는 제외하였다. 지지서비스는 공급, 조절, 문화서비스를 위한 전제 조건으로서 토양형성, 영양소 순환 등으로 구성되며, 이는 발생하기까지 시간이 오래 소요되어 개인이 인식하거나 측정하기 어렵기 때문이다(Ahn, 2013). 산림생태계서비스의 측정항목은 선행연구를 참고하여 수자원, 목재 제공 등 공급서비스, 수질 및 공기정화 등 조절서비스, 여가, 교육 등 문화서비스의 3가지 범주로 구성하였다(Jo, 2016; Korea Forest Service, 2018; Kim et al., 2020).

환경몰입은 ‘자연환경에 대한 심리적 애착과 지속적인 장기지향성’으로 정의하고 환경몰입을 측정하기 위하여 선행연구에서 신뢰성과 타당성이 입증된 Davis et al.(2009)의 측정도구를 사용하였다(Lee and Hahn, 2009; Lee and Kim, 2012; Yu and Lee, 2014). 전체 문항 중 신뢰도와 설명력이 낮은 문항을 제외하고 환경 관심 정도, 환경개선 기여도 등 6개 문항을 사용하였다.

환경문제의식은 ‘환경문제에 관한 관심과 우려’로 정의하고, 본 연구는 산림생태계를 대상으로 한 환경문제의식을 측정하고자 하므로 Flint(2007)의 산림의 위기 인식에 대한 측정도구를 활용하였다. 산림의 경관적 가치 저하, 산림 토양침식, 경제적 자원 감소 등 9개 문항 중 설명력이 낮고, 우리나라의 상황에 적합하지 않은 항목을 제거하여 6개 문항을 연구에 사용하였다.

친환경행동을 측정하기 위해 친환경행동의도를 설문하였다. 친환경행동의도는 ‘환경오염 피해를 줄이고 예방하기 위해 개인적인 행동을 자제하고 자연환경 및 생활환경을 관리하여 보전하는 행동을 하고자 하는 의지나 경향’으로 정의하였다(Keum and Kim, 2001; Park and Huh, 2010). 친환경행동의도를 측정하기 위하여 Kim(2010), Park and Huh(2010), Kwon(2012), Kim(2016) 등 선행연구에서 신뢰성과 타당성이 입증된 변수를 사용하였다. 친환경 제품 구매, 일회용품 사용 자제와 봉사활동 참여, 기부금 납부, 교육프로그램 참여 등 총 7개의 문항을 선정하였다.

본 연구에 사용된 모든 측정변수는 리커트 7점 척도로 구성하여 설문하였다.

표본의 인구통계학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였다. 응답자 총 425명 중 남성 51.1%(217명), 여성 48.9%(208명)이며, 연령대는 20대가 39.5%(168명)로 가장 많았다. 교육 정도는 대학교 졸업이 42.1%(179명)로 가장 높은 비율을 보이고, 직업은 학생 31.5%(134명), 회사원 17.2%(73명), 전문직 10.8%(46명), 자영업 7.3%(31명), 가정주부 4.9%(21명), 공무원 10.4%(44명), 기타 17.9%(76명)이었다. 응답자의 월평균 소득 수준은 100만 원 미만 37.4%(159명), 200∼300만 원 미만 22.8%(97명), 100∼200만 원 미만 17.6%(75명) 등의 순서로 나타났다(Table 2).

본 연구에 사용된 변수의 타당성과 신뢰성을 검증하기 위하여 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석을 하였다. 요인별로 직각회전방식(Verimax rotation)에 의한 주성분 방법(Principal component method)을 사용하여 신뢰도를 저하하는 문항을 제거하였다. 요인 축약을 통해 산림생태계서비스 인식은 공급⋅조절서비스와 문화서비스로 구분하였다. 잠재변수를 구성하는 모든 측정변수는 유의하였으며, 요인적재값이 0.6 이상으로 나타났다. 신뢰도를 파악하기 위해 문항 내적일치도를 측정하는 Cronbach’s ɑ 값은 모두 0.6 이상이었으며 모든 척도는 신뢰할 수 있는 것으로 나타났다(Table 3).

확인적 요인분석 결과 측정모델의 요인부하량(표준화계수)은 모두 0.6 이상이며, 잠재변수의 개념신뢰도가 0.7 이상이었다. 5개 요인 중 2개 요인의 평균분산추출은 기준치인 0.5 이상이고, 나머지 3개 요인은 요인부하량과 개념신뢰도의 기준이 충족되었으므로 변수들의 집중타당성이 확보되었다고 평가된다. 판별타당성은 하나의 요인이 다른 요인과 얼마나 다른지를 의미하며, 잠재변수 간 상관계수의 신뢰구간을 통해 확인하였다. 상관계수±2×표준오차를 계산한 값에서 1을 포함하지 않으면 판별타당성이 있다고 평가한다. 측정모델의 적합도는 χ²=782.000 (p=0.000), df=289. CMIN/df=2.706, NFI=0.869. CFI=0.913, RMSEA=0.063로 양호한 수준으로 나타났다. 따라서 본 연구의 측정모델은 연구 자료를 잘 설명할 수 있도록 적합하게 설계되었다고 할 수 있다(Table 4).

연구가설에 따라 초기모델을 설정하였으며, 설정된 초기모델은 모델적합도가 낮아 변수 간 공분산을 추가하여 모델을 수정하였다. 모델적합도는 초기모델에 비해 개선되었으며 기준을 충족하는 수치이다(Table 5).

가설 검정 결과에 따라 연구자가 설정한 가설은 모두 채택되었으며, 산림생태계서비스 인식은 환경몰입과 환경문제의식에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 환경몰입과 환경문제의식을 매개하여 최종 외생변수인 친환경 행동까지 변수 간 관계는 유의하였다. 매개효과의 유의성을 통계적으로 검정하기 위해서 AMOS 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법을 사용하였다. 모든 간접효과는 통계적으로 유의하였으며(p<0.05), 간접효과가 있다고 판단하였다(Table 6).