서 론

마음챙김(mindfulness)은 현재 경험을 알아차리기 위한 주의 과정, 순간의 경험에 대한 수용적인 태도로 정의된다[1]. 전통적으로 불교 명상에서 기원한 이 개념은 최근 심리학과 정신건강 분야에서 주목받고 있다. 최근 10년간 수행된 마음챙김 관련 연구는 1만 건을 넘어섰으며[2], 국내에서도 마음챙김이 스트레스 감소, 정신병리 완화, 정서 조절에 효과적이라는 연구 결과가 누적됨에 따라 심리치료의 유효한 기제로 활용되고 있다고 보고되었다[3]. 마음챙김이 정신건강 증진에 효과가 있음이 확인되고 그 영역이 경험적으로 확장되고 있으나 이러한 변화가 어떤 과정을 통해 이루어지는지는 아직 합의에 이르지 못한 것으로 보인다.

마음챙김은 불교 명상을 기반으로 제시된 이론으로[1], 이를 과학적으로 설명하기 위해 여러 이론가가 마음챙김의 성격을 제시했다. Kabat-Zinn과 Hanh [4]는 비판단, 인내심, 초심, 신뢰, 애쓰지 않음, 수용, 놓아주기 7가지 요소를 마음챙김의 핵심적 태도로 제시했으며, 이후 Kabat-Zinn과 Hanh [5]은 부드럽고 사려 깊은 온화함, 보상을 바라지 않고 사랑과 인정을 베푸는 관대함, 타인의 주관적 세계를 이해하고 그 마음을 상대에게 전하는 공감, 현재의 순간을 소중히 하고 귀하게 여기는 감사함, 관용과 자비, 무조건적 사랑으로서 자애 5가지 요소를 추가했다. 그러나 여전히 마음챙김에 대해 정의가 합의되지 않아 Bishop 등은[1] 여러 전문가와 함께 마음챙김의 개념 합의를 위한 논의를 거쳐 마음챙김을 현재 경험을 알아차리기 위한 주의 과정, 순간의 경험에 대한 수용적인 태도 2가지로 정의내렸다.

앞서 제시한 마음챙김의 여러 개념과 요소를 포괄하려는 연구도 시행되었는데, Teasdale [6]은 우울에 대한 정서 처리 과정을 개별적 정보와 고차 정보의 상호작용으로 설명하였다. 이에 대해 Holas와 Jankowski [7]는 Teasdale의 모형이 마음챙김의 너무 좁은 측면을 강조한 반면, Bishop 등[1]의 연구는 마음챙김을 너무 포괄적으로 설명하는 단점이 있다고 주장하며 개인의 상황과 성격, 인지적 특성이 마음챙김의 영향을 받아 탈중심화, 자기초점적 주의, 자기자비를 거쳐 개인에게 영향을 미치는 과정을 포괄하는 작동 모형을 제시하였고, Jankowski와 Holas [8]는 인지 수준 간 상호작용을 중심으로 마음챙김의 상위 인지 모형을 제시하였다.

그러나 이렇게 마음챙김에 대한 연구가 진전되고 있음에도 마음챙김의 각 구성 요소가 어떤 과정에 따라 일어나는지 체계적으로 설명하는 연구는 부족하며[9], 국내에서는 MBCT, MBSR 등 정립된 마음챙김 기반 치료의 효과가 있는 영역과 크기를 연구하거나[10,11], 자기 초점적 주의, 자기 자비, 효능감 등 관련 변인이 무엇인지 연구하고[12-14], 개별적인 마음챙김 과정 변인의 효과를 연구하는 데 그쳐[15,16], 마음챙김의 구성 요소가 작용하는 구체적인 과정에 대한 연구는 부족한 실정이다.

이에 대해 Lindsay와 Creswell [9]은 마음챙김의 두 구성 요소인 ‘알아차림(monitoring)’과 ‘수용(acceptance)’이 어떻게 상호작용하는지를 체계적으로 설명하는 MAT (Monitoring and Acceptance Theory) 모형을 제안하였다. Lindsay와 Creswell [9]에 따르면 MAT 모형이 마음챙김의 작동 방식을 확인하고 각 구성 요소의 효과를 분리하는 데 있어 설명 틀을 제공할 수 있다고 주장했는데, 그 내용은 다음과 같다. 첫째로, 주의-관찰 기술은 지금-여기에서의 경험에 대한 알아차림을 높인다. 그런데 마음챙김 구성 요소 중 알아차림 수준만 높아졌을 경우에 나타나는 결과로 먼저, 정서중립적인 맥락에서의 마음챙김을 통한 인지 기능 향상, 그리고 다음으로 정서적 증상 악화와 긍정적인 경험 강화 양면을 가져오는 정서 경험 및 정서반응성의 증가 2가지가 나타난다고 주장하였다.

둘째로 수용 기술은 개인이 지금-여기에서의 경험과 관계하는 방식을 바꾸며 정서적 경험 반응성의 부정적 영향을 완화한다. 그런데 주의-관찰과 수용 기술을 모두 갖추었을 경우에는 정서 조절이 개입된 인지 과제에서의 수행을 높이고, 불안 및 우울과 같은 부정적 정서 반응과 물질 사용 및 갈망과 같은 일시적 쾌락에 대한 집착이 감소하여 결론적으로 정신건강이 향상되는 결과를 가져온다고 밝혔다. 이는 앞서 제시한 여러 마음챙김 이론의 모형들이 각 구성 요소에 대해 상호작용하며 선순환하는 나선형의 관계로 설명한 것과 비교하여, 알아차림으로 인한 정서반응성의 증가를, 수용을 통해 조절하는 일방향의 작동 과정을 함의한다는 점에서 주목할 만하다. 이에 본 연구에서는 MAT 모형에 기초하여 마음챙김의 주요 두 가지 구성 요소 중 알아차림이 다른 하나인 수용으로 이어지는 과정에 있어 정서반응성이 영향을 미침으로써 정신건강이 향상되는 결과를 나타내는지 마음챙김의 작용 과정을 경험적으로 확인해 보고자 하였다.

알아차림은 주의(attention)와 자기 조절(self regulation)에 대하여 현재 경험에 대한 자각을 지속하는 주의 유지(sustained Attention)와 현재 경험에서 주의가 벗어났을 때 되돌아오는 주의 전환(switching), 현재 경험하는 감각, 정서와 인지에 대한 판단의 억제(inhibition)로 구성되는데[1], 이는 정서 조절 과정에 있어 중요한 역할을 수행한다[17]. 마음챙김에 대한 다수의 연구에서는 마음챙김 기반 개입(mindfulness based intervention), 명상 훈련의 결과로서 알아차림의 효과에 대해 기술하고 있으며, 정신건강에 있어 긍정적인 효과를 보고한다[10,11]. 알아차림은 자기 효능감, 삶의 만족감과 정적 상관관계에 있고[18], 더 많은 긍정 정서 경험을 예측하는 것으로 나타났다[19].

수용이란 알아차림의 장에서 일어나는 것은 무엇이든 거기에 마음을 열고 기꺼이 받아들이겠다는 의식적인 의사결정이라 정의되며[20], 마음챙김의 두 구성 요소로 제안된 알아차림과 수용은 밀접한 관계에 있는 것으로 알려져 있다. 마음챙김 명상을 실시하고 알아차림과 수용이 모두 상승하였고, 그 결과 정신건강 지표가 향상되었다는 결과는 반복해서 보고되고 있으며[21,22], 알아차림과 수용이 모두 높을 때 불안과 우울 수준이 낮고[23], 적응적 인지 처리 과정이 나타났다[24]. 반면 알아차림 수준만 높은 경우 대조적으로 더 높은 우울 및 불안 수준과 관련이 있음이 보고되었다[23]. 앞선 연구를 참고할 때 마음챙김의 두 요소가 적응에 기여하는 구체적 기제를 탐색하는 것은 중요한 과제라 할 수 있는데, 최근 Klussman 등[25]은 알아차림과 수용의 순차적 단계를 제시하며 자기를 알아차리고, 그다음 이를 수용하는 것이 정신건강의 바탕이 된다고 제안했으며, 국내에서도 수용에 알아차림이 선행한다는 연구가 보고된 바 있다[26]. 본 연구에서도 앞선 연구와 MAT 모형의 제안에 따라 알아차림이 수용을 높여 정신건강 향상을 가져올 것으로 예상하고자 한다.

한편, 정서반응성은 개인이 경험하는 정서의 범위(range), 강도(intensity), 정서 경험 이전 상태가 되기까지 지속 시간(duration)을 포함하는 개념이다[27]. 정서 반응성은 기질 및 성격 영역에서 인간이 가지고 태어나는 안정적 요인으로 연구되어 왔으나[28,29], 이는 기질보다 넓은 개념으로서 행동과 경험, 자기 조절 등 정서 조절의 측면을 포함하는데, 우울, 불안과 같은 문제가 어떻게 발생하고 유지되는지 설명할 수 있는 기제라는 점에서 중요하다[24]. 정서반응성과 알아차림, 수용의 관계를 살펴보면 알아차림 수준이 높은 경우 불안 민감성을 완화하여 불안 수준을 낮추고, 더 강한 정서를 경험하는 사람은 자신의 정서를 더 잘 알아차릴수록 불안 증상을 경험하는 수준이 더 낮음을 보고한 연구 결과도 나타났다[30,31]. 반면 알아차림이 행동 억제 체계 민감성과 정적으로 관련이 있으며 이로 인해 불안 정서에 대한 초점화를 증가시켜 정서조절을 어렵게 하고 불안 관련 증상을 예측하고[32], 더 높은 불안 각성 정도와 관련이 있다고 보고한 연구도 있다[33].

부정 정서 수준이 높은 집단에서 정서를 알아차리지 못하고 수용을 하지 못하는 것으로 나타났으며[34], 정서를 높은 강도로 경험하는 사람은 정서 조절에 있어 어려움을 겪는데, 높은 강도의 정서에 압도되어 내적 감각과 감정, 욕구 등을 마주하지 않는 경험 회피(experiential avoidance)를 하는 사람은 그 영향을 더욱 크게 받을 수 있다[35]. 또한 불안 정서에 더 민감한 사람들은 경험 회피를 상대적으로 더 많이 경험하고, 이는 정서 조절 곤란으로 이어졌으나[36], Lee와 Shin [37]은 정서가 긍정적 이건 부정적이건 강한 정서 경험이 낮은 정서 억제 수준과 관련이 있음을 보고하였다. 이와 같이 정서반응성이 알아차림과 수용에 영향을 미친다는 점은 반복되어 드러나고 있으나 그 방향성은 분명하지 않다. 본 연구에서는 MAT 모형을 참고하여 그 이유를 정서반응성이 알아차림과 수용의 관계를 조절하는 변인이기 때문이라는 가설을 설정하고 이를 검증하여 그 구체적인 방향성과 작용 과정을 확인하고자 한다.

불안은 부정적 정서 중에서도 가장 흔하고 광범위하게 연구된 정서 중 하나로, Spielberger [38]는 비교적 일시적으로 생리적인 흥분과 의식적으로 지각된 두려움, 우려, 긴장을 느끼는 정서 반응을 상태 불안(state anxiety)이라 하였다. 수용은 불안을 완화하는 효과적인 개입 방법으로 알려져 있으며, 경험적으로도 그 효과가 지속적으로 확인되어 왔다[39-41]. 또한 불안은 마음챙김을 통해 완화될 수 있다는 연구가 지속적으로 이루어져 왔다는 점에서[3,30], 마음챙김의 작용 과정을 확인하는 변인으로서 적절하다고 볼 수 있다. 종합하면 현재 경험에 대한 알아차림은 수용 수준을 높임으로써 불안을 완화하는 데에 있어 정서반응성의 정도에 따라 그 효과에서 차이가 발생함을 예상할 수 있다. 이에 본 연구에서는 알아차림이 수용을 거쳐 상태 불안에 영향을 미치는 매개효과를 확인하고, 알아차림이 상태 불안과 맺는 관계에서 정서반응성 수준에 따른 수용의 조절효과를 탐색한다. 이를 통해 마음챙김의 구체적인 작용 과정을 이해함으로써 상담 및 심리치료에 있어 더 적절한 개입을 제공할 수 있는 근거를 마련하고자 한다. 이에 따라 설정한 본 연구의 연구 모형을 Fig. 1에 제시하였고, 연구 문제는 다음과 같다.

첫째, 수용은 알아차림이 상태 불안에 미치는 영향을 매개하는가?

둘째, 정서반응성이 알아차림과 수용 사이의 관계를 조절하는가?

셋째, 정서반응성이 알아차림이 수용을 거쳐 상태 불안으로 이어지는 관계를 조절하는가?

연구방법

1. 연구 대상

전국 만 18세 이상 성인을 대상으로 온라인에서 연구에 대한 설명문을 배포한 후 참여에 동의한 인원에게 온라인 설문을 실시하였다. 응답자 395명 중 개인정보 이용에 동의하지 않은 1명을 제외하여 394명의 자료를 분석에 활용하였다. 연구 대상의 성별은 여성이 240명(60.9%), 남성이 154명(39.1%)이었다. 연령 범위는 만 18세∼62세였고, 27.0세(SD=4.86)였다.

2. 연구 절차

본 연구는 가톨릭대학교 생명연구윤리심의위원회 승인을 받았으며(IRB No. 1040395-202002-26), 연구 윤리에 따른 권고 절차에 따라 진행되었다. 연구 목적을 설명하고 참여 의사를 밝힌 응답자의 동의를 받아 총 103문항, 15분 가량 소요되는 설문을 실시하였다.

3. 연구 도구

1) 마음챙김 주의 알아차림 척도(Mindfulness Attention Awareness Scale, MAAS)

개인이 현재 경험을 얼마나 알아차리고 있는지 수준을 측정하기 위해 Brown과 Ryan [42]이 개발하였으며, Kwon과 Kim [43]이 번안하고 타당화한 알아차림 주의 자각 척도(Mindfulness Attention Awareness Scale, MAAS)를 사용하였다. 이 척도는 전체 15개 문항으로 구성되었고, 각 문항은 1점(거의 항상 그렇다)에서 6점(거의 그렇지 않다)까지의 6점 리커트 척도로 되어 있으며, 점수가 높을수록 일상 생활 속에서 현재 경험에 주의를 두고 알아차리고 있음을 의미한다. 본 연구에서는 Park과 Kim [44]의 연구와 같이 문화적으로 부적절한 문항(의식 없이 운전을 한다)을 제외한 14문항을 사용했다. Kwon과 Kim [43]의 연구에서 내적 합치도는 .88이었다. 본 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .90이었다.

2) 정서반응성 척도(Emotion Reactivity Scale, ERS)

정서에 민감하고 과도하게 반응하는 정도를 측정하기 위해 Nock 등[28]이 개발하고 Lee [45]가 번안한 정서반응성 척도(Emotion Reactivity Scale, ERS)를 응답자의 이해를 돕기 위해 본 연구자와 미국 석사 과정생 1명이 재번안하여 사용하였다. 이 척도는 전체 21문항이고, 얼마나 작은 자극에 반응하는지를 묻는 정서 민감성 10문항, 같은 자극에 얼마나 더 강하게 반응하는지를 묻는 정서 강도 7문항, 자극이 종료되었을 때 정서가 얼마나 오래 지속되는지를 묻는 정서 지속성 4문항으로 이루어져 있다. 각 문항은 0점(전혀 비슷하지 않다)에서 4점(완전히 비슷하다)의 5점 리커트 척도로 구성되었으며, 점수가 높을수록 정서반응성이 높음을 의미한다. Lee와 Shin [37]의 연구에서 내적 합치도는 .94였다. 본 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .93이었다.

3) 한국판 수용 행동 질문지 2판(Korean Acceptance Action Questionnaire-Ⅱ, K-AAQ-Ⅱ)

개인이 현재 경험에 대해 얼마나 수용하는지의 수준을 측정하기 위해 Bond 등[46]이 개발하고 Hofmann 등[39]이 번안하여 타당화한 한국어판 수용-행동 질문지 Ⅱ (Korean Acceptance Action Questionnaire-Ⅱ, K-AAQ-Ⅱ)를 사용하였다. 이 척도는 전체 8문항이고, 각 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)에서 7점(항상 그렇다)까지 7점 리커트 척도로 구성되었으며(5번 문항을 제외한 모든 문항은 역채점), 점수가 높을수록 원하지 않는 정서까지 모두 포괄하는 내적 경험 전체를 기꺼이 경험하는 정도가 높음을 의미한다. Heo 등 [47]의 연구에서 내적 합치도는 .84였으며, 본 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .82였다.

4) 상태-특성불안 척도(State-Trait Anxiety Inventory-Y, STAI-Y)

개인이 현재 경험하고 있는 불안의 수준을 측정하기 위해 Ferreira와 Murray [48]가 개발하고 Han 등 [49]이 번안하여 타당화한 STAI-Y를 사용하였다. STAI-Y는 총 20문항으로, 1 (전혀 아니다)부터 4 (매우 그렇다)의 4점 리커트 척도로 구성되어 있으며(1, 2, 5, 8, 10, 11, 15, 16, 19, 20문항은 역채점), 점수가 높을수록 불안 수준이 높음을 의미한다. STAI-Y는 특성 불안과 상태 불안으로 나뉘어 있으나, 본 연구에서는 상태 불안 점수만을 분석에 사용한다. 대학생 집단을 대상으로 한 Han [49]의 연구에서 STAI-Y 상태 불안 검사의 내적 합치도는 .91이었다. 본 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .94였다.

4. 자료 분석

본 자료의 분석을 위해 SPSS 23.0과 Process macro 3.5를 사용하였으며 다음과 같은 절차로 가설을 검증하였다. 먼저 연구 대상자의 인구통계학적 특성을 확인하기 위해 기술 통계치를 산출하였다. 둘째로 자료의 객관성을 확보하기 위해 각 변인의 내적 합치도(Cronbach’s α)를 산출하였다. 셋째, 알아차림, 정서반응성, 수용, 상태 불안의 관계를 확인하기 위해 Pearson 상관 분석을 실시하였다. 넷째로 알아차림과 상태 불안의 관계에서 수용의 매개효과를 검증하기 위해 Process macro의 4번 모형을 부트스트래핑(Bootstrapping) 기법으로 통계적 유의성을 확인하였다. 마지막으로 전체 연구 변인의 조절된 매개효과를 Process macro 7번 모형을 사용하여 분석하였고, 부트스트래핑 기법을 활용하여 통계적 유의성을 검증하였다.

결 과

1. 기술통계 및 상관관계 분석

알아차림, 정서반응성, 수용, 상태 불안의 기술통계 및 상관관계 분석 결과를 Table 1에 제시하였다. 모든 변인의 왜도가 −.87∼.54로 절댓값 2를 넘지 않았고 첨도가 −.32∼.58로 절댓값 7을 넘지 않아 정규성에 위배되지 않는 것으로 확인되었다. Pearson 상관분석 실시 결과 모든 변인 간 유의한 상관관계가 나타났다.

2. 매개효과 분석

알아차림이 수용을 거쳐 상태 불안에 영향을 미치는 매개 모형에 대해 Process macro 4번 모형을 활용하여 분석을 실시하고 결과를 Table 2에 제시하였다. 먼저 알아차림과 수용 간의 모형은 11%의 설명력을 가지는 것으로 나타났으며 통계적으로 유의하였다(F=50.10, p＜.001). 알아차림이 높을수록 수용이 높아지는 것으로 나타났다(B=.38, p＜.001). 이어서 알아차림이 수용을 통해 상태 불안에 영향을 미치는 모형은 56%의 설명력을 가지는 것으로 나타났으며 통계적으로 유의하였다(F=249.09, p＜.001). 한편, 알아차림은 상태 불안에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았으며(B=−.04, p=147), 수용이 높을수록 상태 불안이 낮아지는 효과만이 통계적으로 유의하였다(B=-41, p＜.001).

이어서 매개모형에서 간접효과의 유의성을 검증하기 위해 5,000개의 부트스트랩 표본 수를 설정한 후 실시하여 95% 신뢰구간에서 간접효과의 상한값과 하한값을 구한 결과를 Table 3에 제시하였다. 검증 결과 직접 효과는 유의하지 않았으며(B=−.04, CI [−.08, .01]), 간접효과에서만 유의하였다(−.16, CI [−.29, −.10]). 이는 알아차림은 수용을 매개할 경우에만 상태 불안에 유의하게 영향을 미칠 수 있음을 나타낸다.

3. 조절된 매개효과 분석

최종적으로 알아차림과 상태 불안의 관계에서 정서반응성으로 조절된 수용의 매개효과를 검증하기 위해 Process macro 7번 모형을 사용하여 분석한 결과를 Table 4에 제시하였다. 수용을 종속변인으로 하는 모형은 41%의 설명력을 가지는 것으로 나타났고, 통계적으로 유의하였다(F=89.15, p＜.001). 알아차림과 정서반응성의 상호작용항도 유의하였다(B=.12, p＜.05). 이어서 상태 불안을 종속변인으로 하는 모형에서는 56%의 설명력을 나타냈으며 통계적으로 유의하였다(F=128.48, p＜.001). 알아차림은 유의하지 않았으며(B=−.04, p=.109), 수용만이 통계적으로 유의하였다(−.41, p＜.001).

다음으로 조절된 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 정서반응성의 수준을 평균 ± 1 표준편차 3 수준으로 설정하고 Process macro를 통해 표본수 5,000개의 부트스트래핑 방식을 사용하여 각각의 유의성을 확인하였으며 그 결과를 Table 5에 기재하였다. 그 결과 -1 표준편차 집단에서는 95% 신뢰구간 내에 0이 포함되어 있어 통계적으로 유의하지 않았으나, 평균, +1 표준편차 집단에서는 신뢰구간 내에 0을 포함하지 않아 유의한 것으로 나타났다. 즉, 정서반응성이 평균 수준부터 높아질수록 알아차림이 수용에 미치는 영향이 커지는 반면 정서반응성이 낮을 경우에는 알아차림과 수용의 관계에서 유의한 영향을 미치지 않음을 의미한다. 조절된 매개 모형에서 알아차림과 수용의 관계에서 정서반응성의 조절효과를 수준에 따라 시각화하여 Fig. 2에 제시하였다.

고 찰

본 연구는 마음챙김의 작용 과정을 알아보기 위하여 MAT 모형의 정서적 측면에 초점을 맞추어 알아차림, 수용, 상태 불안의 관계를 살펴 보았으며, 정서반응성의 수준에 따라 변화가 일어나는지 분석하였다. 본 연구의 주요 결과와 그에 대한 논의는 다음과 같다.

첫 번째, 알아차림과 상태 불안의 관계에서 수용의 매개효과가 확인되었으며 수용을 거치는 간접 효과만이 유의하였다. 이는 알아차림이 상태 불안을 완화하도록 영향을 미치는데 있어 수용을 통해서만 작용한다는 의미이며, 수용이 정신건강 지표를 증진하는데 매우 중요한 역할을 수행함을 시사한다. 이는 앞서 제시한 선행 연구와 일치하는 결과로, Hayes 등[20]은 수용의 반대 측면을 특정 경험에 접촉하지 않고 상황을 바꾸려는 시도로 경험 회피라고 하였는데, 알아차림은 자신의 경험을 자각하여 접촉하는 행위로서 수용을 증진한다는 것이다. 반면 알아차림에서 상태 불안으로 향하는 경로는 유의하지 않았다. 알아차림과 상태 불안이 유의하게 정적인 상관관계가 있음에도 이러한 결과가 나온 것은 알아차림이 이루어진 후 정신건강의 호전이라는 결과까지 이어지는 데 있어 여러 경로가 있음을 의미한다. 한편 이는 선행 연구에서 알아차림이 상태불안을 줄인다는 결과와 다른데[30], 이는 본 연구에서 알아차림과 수용을 하나의 매개 모형에 투입하여 두 변인의 작용 방식에 대해 더욱 명료하게 보여주는 결과라고 볼 수 있다. MAT 이론에 따르면 주의 모니터링 기술 자체는 정서적 자극에 대한 민감도를 높일 수 있으며 심리적 안녕으로 연결시키기 위해서는 수용과 같은 정서 조절 전략이 병행되어야 한다고 주장한다[9]. 즉, 알아차림은 단독으로 정서적 고통을 완화한다기보다 비판단적 수용이나 인지적 재해석과 같은 후속 개입이 수반되어야 한다는 점을 시사한다[50]. 이는 마음챙김 기반 치료를 하거나 혹은 마음챙김 관련 개입을 상담에서 진행할 때에 알아차림 단독으로 치료를 구성하거나 알아차림 관련 개입만을 진행하지 않고 효과적으로 진행할 수 있는 마음챙김의 메커니즘을 밝혀냈다는 점에서 의의가 있다.

두 번째, 알아차림과 상태 불안의 관계에서 수용의 매개효과가 정서반응성 수준에 의해 달라지는 조절된 매개효과를 확인하였다. 이는 현재의 경험을 알아차리는 행위가 정서적으로 불안정하고 정서반응성이 더 높은 개인에게는 더 많은 경험의 수용으로 이어짐을 의미한다. 반대로, 알아차림을 하지 못하고 과거에 대한 후회, 미래에 대한 불안에 몰입하게 될 때 정서반응성이 높은 개인은 더욱 경험을 수용하지 못하고 경험 회피로 이어질 수 있는 위험성을 시사한다. 이는 MAT 이론이 주장한 알아차림과 정서반응성, 수용의 관계와는 다소 다른 결과이다. 알아차림으로 인해 유발된 정서반응성을 직접 관찰하지 못했기 때문에 직접 비교는 어려우나 MAT 이론에서는 알아차림이 정서반응성을 높이고 이를 수용할 때에 정신건강 지표가 증진된다고 주장하였으나[9], 분석 결과상으로는 알아차림이 수용으로 향하는 과정에서 정서반응성의 수준은 알아차림과 수용의 연결성을 강화하는 양상이 나타났기 때문이다. 이를 통해 마음챙김 관련 상담 및 심리치료를 진행할 때에는 불안정한 상태에 있는 개인일지라도 알아차림, 정서 접촉은 긍정적 효과로 이어질 수 있다는 점을 확인하였다[51]. 정서적으로 각성되어 있고 강렬한 정서를 표현하는 내담자를 만나는 상담자는 정서를 다루는 것이 상대를 힘들게 하는 것이 아닌지 우려하게 되나, 오히려 경험을 알아차리도록 돕는 것이 치료적일 수 있음[52]을 경험적으로 확인했다는 점에서 의의가 있다.

마지막으로 알아차림이 수용을 거쳐 상태 불안으로 가는 전체 경로에 대한 정서반응성의 조절 효과가 부적으로 유의하였다. 이는 정서반응성이 낮을수록 마음챙김의 작용이 원활하게 진행되어 정신건강의 개선을 촉진할 수 있음을 의미한다. 마음챙김 정서반응성은 알아차림과 수용의 관계를 조절하는 변인인 동시에 마음챙김의 작용과정 전반에 촉진하는 작용을 하므로 상담 및 심리치료 진행 전 안정화 작업을 진행하는 것이 전반적인 효과를 고양할 수 있음을 보여준다[53].

본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 마음챙김의 MAT 모형을 참고하여 마음챙김의 주요 요소의 순차적 작용 과정을 확인하고자 하였으나 본 연구에서 분석한 주요 변수 간에는 인과성이 성립하지 않고 횡단 자료를 활용하여 이론적으로 변수 간 관계를 모형화하여 확인한 점이다.

둘째, 전체 성인을 대상으로 연구를 실시하였으나 참여자 중 2∼30대가 전체의 95% 이상으로 연구 결과를 전 연령대에 일반화하는 데에 어려움이 있을 수 있다. 특히 청소년기는 발달상 특성으로 인해 독특한 정서적 특징을 가지는 시기이므로 다양한 집단 대상으로 연구 결과를 포괄하여 검증할 필요가 있다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.

Research model.

Fig. 2.

The moderating effect of emotion reactivity.

References

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References

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