서론

최근, “신체자각(body awareness, somatic awareness)”, “내수용자각(interoceptive awareness)”과 같은 용어들이 심신 건강을 주제로 하는 영역에서 폭넓게 사용되고 있다. 비록, 이러한 용어의 개념적 정의가 의학, 심리학, 신경과학, 철학 등의 몸과 관련된 여러 분야에서 조금씩 다르게 사용되지만, 일반적으로 신체자각이란 몸 내부로부터의 감각을 알아차린다는 뜻을 가지고 있다(Mehling et al., 2009).

신체자각에 대한 초기 문헌들은 건강심리학과 임상의 여러 분야에서 주로 통증 조절과 관련되어 연구되었는데, 신체자각을 주로 환자가 신체 증상에 주의를 기울이는 측면에 집중하여 일종의 불안의 표현이며, 우울이나 신체화 같은 부정적인 증상과 관련된 것으로 이해하였다(Baas et al., 2004). 즉, 신체감각에 주의를 두는 이유는 통증과 고통에 대한 불안이 높기 때문이며, 이렇게 신체감각에 주의를 더 많이 기울일수록 신체화 및 감각자극에 대한 과잉 일반화나 파국화로 이어질 가능성이 높아진다고 보았다. 따라서 신체자각은 건강과 관련하여 부정적이고, 부적응적인 결과를 가져오는 구성개념으로 이해되었다.

하지만, 최근에는 신체감각에 주의를 기울이는 것이 지니는 역기능성과 같은 전통적인 관점과 다른 새로운 연구결과들이 보고되었다. 예를 들어, Goubert et al.(2004)는 통증으로 향하는 주의를 회피하는 것은 비록 일시적으로 통증을 덜 느끼게 할지라도, 장기적인 관점에서 더 큰 통증을 야기할 수 있다고 주장하였고, Mailloux et al.(2002)은 통증 자각과 관련하여 신체감각에 대한 민감성을 높이는 것과 신체감각을 유해한 것으로 경험하거나 과장적으로 강렬하게 경험하는 것 간에는 아무 관련성이 없음을 보여주었다. 이와 비슷하게, Burns(2006)는 만성요통 환자들에 대한 연구에서 통증 자각을 억압하는 것보다 통증감각에 주의를 두는 것이 근긴장과 스트레스 대처 측면에서 더 이롭다고 하였고, Flor et al.(2001)은 환지통 환자들에 대한 연구에서 신체감각으로부터 주의를 분산시키거나 감각 자극에 따른 정서적 영향을 회피하는 것보다는 신체감각의 특성에 주의를 두고 정교하게 식별하는 감각식별(sensory discrimination) 훈련이 통증 감소에 더 효과적임을 보고하였다.

이렇듯 신체자각에 대한 상반되어 보이는 주장과 증거들을 설명하기 위해 신체감각에 대한 주의와 민감성 뿐 아니라, 신체감각에 주의를 두는 방식에 따른 차이를 강조하는 관점이 등장하였다. 예컨대, Mehling et al.(2009)은 신체감각을 있는 그대로 관찰하고 알아차리는 마음챙김과 같은 독특한 주의방식이 신체자각과 통증의 관계에 대한 상반되는 주장과 연구결과들을 이해하는 데에 도움이 될 것이라고 제안하였다. 그는 매순간 직접 경험하는 느낌이나 감각에 비판단적인 방식으로 주의를 기울이는 것은 적응적인 반면, 신체감각과 관련하여 반추적이며 자기 초점적인 방식으로 주의를 두는 것은 부적응적인 결과와 이어질 수 있다고 보았다. 따라서 신체에 대한 자각을 이해하기 위해서는 신체경험에 대해 주의를 기울이는가 아니면 회피하는가 하는 문제와 함께 주의를 운용하는 방식과 태도에 대한 이해가 함께 다루어져야 한다고 주장하였다.

또한 집중 명상이나 마음챙김 명상으로 대별되는 명상, 하타요가, 태극권과 같은 동양전통의 수련법에 기반한 심신통합적 보완대체요법들은 공통적으로 신체 내부의 감각에 대한 주의와 자각을 강조한다. 이런 개입법들은 신체자각 과정에서 의도적으로 주의를 조절하는 것, 비판단적으로 매 순간의 신체경험을 있는 그대로 받아들이는 수용적 태도와 같은 의식의 질적인 측면을 강조하고 있는데, 이러한 심신통합적 접근 방법들이 통증을 비롯한 심신건강과 관련된 여러 결과 변수들에 긍정적인 영향을 미친다는 사실은 이미 널리 받아들여지고 있다.

그동안 신체자각과 관련된 연구에서 그동안 가장 널리 사용한 측정도구는 Shields et al.(1991)이 개발한 Body Awareness Questionnaire (신체자각척도, 이하 BAQ)이다. BAQ는 신체자각을 일상적이고 비정서적인 신체과정에 대한 개인의 민감성에 대한 신념으로 정의하였다. 그리고 18개의 자기보고식 문항을 통해 신체과정의 변화나 반응을 알아차림, 신체반응의 예견, 수면패턴, 질병발생의 예견이라는 4개의 하위 요인을 측정하는 방식으로 구성하였다.¹⁾

신체자각과 관련된 또 다른 한국어 척도는 Jeong SH et al.(2012)이 타당화한 Anderson(2006)의 Body Insight Scale (신체통찰력척도, 이하 BIS)이 있다. BIS는 신체통찰력을 “신체 내ㆍ외부 에너지를 느끼는 감각과 신체에 관한 편안함과 만족감을 느끼는 감각, 그리고 신체내부의 작은 변화와 즉각적이고 변화하는 환경에 대한 감각을 자각하고 사용하는 것”으로 정의하고, 18문항을 이용해서 에너지 신체자각, 편안함 신체자각, 내부 신체자각의 3개의 하위 요인을 측정하는 방식으로 구성되어있다.

Mehling et al.(2012)은 신체자각의 개념 및 신체자각을 측정하는 도구에 대한 체계적 개관연구를 통해 BAQ나 BIS와 같은 기존 척도들이 주로 신체감각에 대한 주의와 민감성을 포착하는 데에 중점을 두고 있어서, 신체감각에 대한 주의의 질적인 측면과 신체감각에 대한 태도와 같은 측면을 포함하여 새롭게 개념화하고 측정할 필요성을 주장하였다. 이들은 신체자각의 핵심적인 개념요소로 1) 신체감각에 대한 자각, 2) 신체감각에 대한 주의의 질적인 측면, 3) 신체에 관한 태도, 4) 심신 통합적 측면의 네 가지를 제시하고, 5개 차원의 8개 하위 요인으로 구성된 32문항짜리 Multidimensional Assessment of Interoceptive Awareness (다차원 신체자각척도, 이하 MAIA)를 개발하였다.

MAIA의 첫 번째 차원은 신체감각에 대한 자각으로, 긍정적, 부정적, 중립적인 신체감각에 대한 알아차림과 관련되고, 둘째 차원은 감각에 대한 주의와 정서 반응을 측정하는 2개의 하위 요인으로 나뉘는데, 1) 통증 혹은 불편한 감각으로부터 분산시키거나 무시하려는 경향과 2) 불편감과 통증으로 인한 걱정 혹은 정서적 괴로움에 대한 것이다. 셋째 차원은 주의조절 능력으로서 신체감각에 주의를 통제하고 유지할 수 있는 능력에 관한 것이다. 넷째 차원은 심신통합적 자각에 관한 것으로서 세 개의 하위 요인으로 나뉘는데, 1) 정서적 상태와 신체감각 사이의 연결성에 대한 자각을 의미하는 정서자각, 2) 신체감각에 주의를 둠으로서 심리적 고통을 조절할 수 있는 능력을 의미하는 자기조절, 3) 통찰력을 얻기 위해 신체로부터 정보를 얻는 몸 듣기이다. 마지막 다섯째 차원은 신체감각에 대한 신뢰에 관한 것으로, 몸을 안전하게 느끼고 신체적 경험에 신뢰를 두는 것과 관련된다.

MAIA는 신체감각을 포함해서 내적 경험을 다루는 방식에 관한 최근의 마음챙김이나 수용 같은 새로운 접근법의 개념을 반영한 척도로서, 향후 신체자각에 관한 연구들에 유용한 측정도구로 사용될 것으로 생각한다. 특히, MAIA는 문항개발 과정에서 신체자각과 관련된 임상현장의 용어와 개념들을 반영하여 문항을 구성한 것이어서 임상적 유용성이 더 클 것으로 기대한다. 이런 이유로 MAIA를 한국인 표본을 대상으로 활용할 수 있는 한국판으로 개발하려는 것이 본 연구의 목적이다.

재료 및 방법

1. 예비연구의 방법

예비연구는 MAIA의 문항을 한국어로 번안하는 과정에 대해 기술하고, 번안된 척도의 신뢰도와 탐색적 요인 분석, 각 문항들의 기술통계치들을 분석하여 적절한 신뢰도와 요인구조를 나타내는지를 확인하고자 하였다.

2. 문항번안 과정

MAIA의 32문항을 우리말로 번안할 때, 일반적으로 척도문항들의 의미 동등성을 확보하기 위한 번역과 역번역 과정을 그대로 따르기 보다는 신체자각 및 신체중심의 훈련과 지도에 전문적인 지식과 경험이 풍부한 전문가들을 통해 문항들의 생태학적 타당성을 높이고자 하였다. 이를 위해, 건강심리학을 전공하면서 명상지도 능력을 갖춘 박사과정 3인과 요가심리학 박사 1명, 심신통합 치유학 박사 2명에게 MAIA와 하위 요인들에 대한 개념적 설명과 함께 영어문항을 제공하고 각기 독립적으로 한국어로 번안하도록 하였다. 그 후에 각 문항 별로 6인이 번안한 6개의 한국어로 문항을 정렬하고, 다시 각 번역자들로 하여금 각 영어문항 별 6개 번안문항의 적절성을 평가하도록 하였다. 이때, 1) 번역된 문항이 원문항의 내용을 적절하게 반영하면서, 2) 문항에서 사용된 용어가 신체를 다루는 수련현장에서 쉽게 이해하고 받아들일 수 있으며, 3) 번역문항이 해당 문항이 속한 구성 개념을 잘 반영하고 있는가를 평가기준으로 제시하였다. 이렇게 얻은 각 번역문항의 평가 자료를 토대로 원 문항에 가장 잘 대응되는 번역문항들을 선정하였다.

3. 참여자

신체자각이 중요한 훈련 요소로 포함되면서 또한 심신통합적 접근법으로 받아들여지고 있는 요가, 명상, 태극권 등을 수련하는 281명을 대상으로 설문지를 이용하여 조사를 실시하였다. 그 중에서 무응답 문항이 많거나, 불성실한 응답을 한 질문지를 제외한 총 253명의 자료를 분석하였다. 응답자의 성별은 남자 43명(17.0%), 여자 210명(83.0%)이었고, 나이는 20세에서 68세의 범위로 평균 43.96세(표준편차 9.81)였다. 수련방법에 따른 분포는 요가 168명(66.4%), 명상 38명(15%), 기타 수련법이 35명(13.9%)이었고, 수련경험이 있으나 최근에는 수련하지 않는다는 응답자가 12명(4.7%)이었다.

4. 연구 1의 방법

연구 1은 예비연구의 결과를 통해 나타난 척도의 긍정문항과 부정문항의 방법 효과 가능성을 고려하여 한국판 다차원 신체자각척도(Korean Multidimensional Assessment of Interoceptive Awareness, 이하 K-MAIA)를 재구성하는 과정을 기술하였고, 이어서 K-MAIA의 탐색적 요인분석으로 요인구조를 확인한 후에, 척도의 심리 측정학적 특성들을 살펴보았다.

1) 참여자

신체자각을 측정하고자 하는 척도의 내용을 고려하여, 요가, 명상, 태극권 등 심신통합적 수련경험을 하고 있을 가능성이 높은 성인 집단에서 총 314명의 자료를 얻었다. 이 가운데, 불성실한 응답자로 판단한 19명의 자료를 제외한 295명의 자료를 분석에 사용하였다. 참여자들은 남자 52명(17.6%), 여자 243명(82.4%)이었고, 나이는 19세에서 71세 사이 범위의 평균 41.08세(표준편차 11.79세)였다. 한편, 경험한 수련 종류는 요가 180명(61%), 명상 24명(8.1%), 기타 38명(12.9%), 수련 경험이 전혀 없는 사람이 53명(18%)이었다.

2) 측정 도구

개발하려는 K-MAIA의 타당화를 위해 37문항 외에 신체자각과 이론적으로 관련이 있는 개념들을 측정하는 척도들도 포함하여 질문지를 구성하였다. K-MAIA와 관련 척도들의 관계성에 대한 가정의 근거는 분석결과에서 기술할 것이다.

(1) 한국판 5요인 마음챙김 척도(K-FFMQ): Won D et al.(2006)이 타당화한 K-FFMQ는 7점 척도 39문항으로 이루어진 다차원 척도로서, 마음챙김에 관한 연구에서 폭 넓게 사용되고 있다 이 척도는 내적 경험에 압도되지 않고, 즉각적으로 반응하지 않는 ‘비자동성’, 신체감각, 인지, 정서 같은 내적 현상과 소리나 냄새 같은 외적 현상 등의 다양한 자극에 주의를 기울이고 알아차리며 관찰하는 것과 관련된 ‘관찰’, 주의를 분산하지 않고 자신의 현재 활동에 완전히 참여하는 것을 측정하는 ‘자각행위’, 관찰된 현상을 말로 기술하고 명명하는 ‘기술’, 좋다/나쁘다. 옳다/그르다 등의 판단을 하지 않는 ‘비판단’의 5요인으로 구성되어 있다. 개발당시 이 척도의 전체 내적 합치도는 .90이었고, 검사-재검사 신뢰도는 .73이었다. 본 연구에서 내적 합치도는 .76이었다.

(2) 개인적 신체의식척도(Private Body-Consciousness Subscale; PBCS): Miller et al.(1981)이 개발한 개인적 신체의식척도를 Kim JH(1991)가 한국어로 번안하여 사용한 척도이다. 개인적 신체의식척도는 중립적 상태(non affective state)에서 신체적 측면에 초점을 기울이는 정도를 측정하는 검사로서 5점 척도의 5문항으로 구성되어 있다. 척도 전체의 내적 합치도는 .74로 보고하고 있으며, 본 연구에서 내적 합치도는 .73이었다.

(3) 한국판 불안민감성 검사(K-ASI): Won HT et al.(1995)이 타당화한 불안민감성 검사(Anxiety Sensitivity Inventory)는 불안의 결과가 개인적으로 해로운 결과를 초래한다는 관점을 토대로 불안 촉발자극에 대한 과도하고 지속적인 반응 경향성을 평가한다. 총 16문항, 5점 척도로서 척도 전체의 내적 합치도는 .89, 검사-재검사 신뢰도는 .90으로 보고하였다. 본 연구에서 내적 합치도는 .90이었다.

(4) 한국판 통증파국화 척도(K-PCS): Cho S et al.(2013)이 타당화한 한국판 통증파국화 척도는 13문항, 5점 척도의 자기보고식 척도로서, 통증 감각에 대한 반응의 파국화 정도를 측정하기 위한 척도이다. 통증과 관련된 사고에 대한 저항을 억제할 수 없음을 측정하는 ‘반추(Rumination)’, 통증이 더 나빠지거나 부정적인 결과를 가져올 것이라고 염려하는 ‘확장(Magnification)’, 통증에 대해 염려하거나 압도되고 말 것이라는 ‘무력감(Helplessness)’의 3개 하위 요인으로 구성되어 있으며, 내적 합치도는 .93으로, 검사-재검사 신뢰도는 .79로 보고하였다. 본 연구에서 내적 합치도는 .92이었다.

(5) 상태-특성 불안척도(State-Trait Anxiety Inventory; STAI): Kim JT(1978)이 타당화한 Spielberger의 STAI는 현재 불안한 정도를 나타내는 상태 불안과 불안에 대한 개인의 특성을 나타내는 특성 불안을 각 요인 별 20문항으로 구성되어 측정한다. 본 연구에서는 특성 불안에 관한 20문항만 사용하였다. 특성 불안의 내적 합치도는 .92로 보고되었으며, 본 연구에서 내적 합치도는 .89였다.

(6) 한국판 정서조절곤란 척도(한국판 DERS): Cho Y(2007)가 타당화한 척도로서, 정서조절의 어려움을 ‘충동통제곤란’, ‘정서에 대한 주의와 자각의 부족’, ‘정서에 대한 비수용성’, ‘정서적 명료성의 부족’, ‘정서조절 전략에 대한 접근 제한’, ‘목표지향 행동 수행의 어려움’이라는 6개의 하위 요인으로 측정한다. 5점 척도인 총 35문항으로 구성되어 있으며, 내적 합치도는 .93, 검사-재검사 신뢰도는 .90으로 보고하였다. 본 연구에서 내적 합치도는 .89였다.

5. 연구 2의 방법

연구 1을 통해 K-MAIA의 신뢰도를 검증하였으며, 탐색적 요인분석을 실시하였다. 또한 이론적으로 관련이 있을 것으로 가정한 척도들과의 상관을 살펴보았고, 신체자각을 포함하고 있는 수련 경험 정도에 따른 K-MAIA를 비교하였다. 이어서 심신통합적 수련을 하는 표본에서 드러난 요인 구조가 일반 성인에서도 동일하게 나타나는지를 검증하기 위해 일반성인 표본을 대상으로 K-MAIA의 확인적 요인분석을 시행하고자 했다.

참여자

수도권에 거주하는 일반 성인을 대상으로 한국판 다차원 신체자각척도를 실시하여 총 223명의 자료를 수집하였다. 참여자를 선정할 때, 신체관련 훈련 여부를 따로 제한하지 않았다. 참여자는 남자가 36명(16.1%), 여자가 187명(83.9%)이었고, 나이는 19세에서 70세 사이로 평균 40.44세, 표준편차 9.81세였다.

결과

1. 예비연구의 결과

문항분석 및 기술통계와 신뢰도 분석과 상관분석, 탐색적 요인분석은 모두 IBM SPSS Statistics ver. 22.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA)를 사용하여 실시하였다. 주축요인 분석법과 베리맥스 회전법으로 탐색적 요인분석을 실시한 결과, Mehling et al.(2012)이 보고한 MAIA의 요인구조와는 다소 다른 요인구조가 나타났다. MAIA의 경우, 5∼10번 문항이 모두 신체반응과 관련된 차원으로서 5∼7번 문항은 자극에 대한 분산을 나타내는 요인을, 8∼10번 문항은 자극에 따른 걱정이나 정서적 괴로움을 나타내는 요인을 구성하는 것과 달리, 본 연구에서는 8, 9번 문항이 5∼7번 문항과 분리되지 않고 하나의 요인으로 묶이고, 10번 문항은 별도의 하위 요인인 주의조절 요인으로 묶이는 것으로 나타났다.

이렇게 MAIA의 선행연구와 다른 요인구조가 나타난 것은 한국표본의 특성을 반영하는 것일 수도 있지만, 문항기술의 방향 때문일 수도 있다. MAIA 척도의 경우 척도의 다른 문항들이 모두 긍정문인 것과 달리 5∼9번 문항만 부정문이며, 이것이 5∼9번 문항이 따로 하나의 요인을 구성하게 된 원인일 수 있다고 보았다. 이처럼 긍정문항과 부정문항이 함께 포함된 심리척도의 사용은 신뢰도가 감소하거나(Schrisheim et al., 1981), 또는 척도의 요인 구조가 긍정문항과 부정문항 각각을 반영하는 서로 다른 요인으로 나타날 수 있고(Watson et al., 1991 & 1992), 체계적인 편파(systematic bias)를 유발할 수도 있다(Horan et al., 2003). 이런 경우, 문항의 기술방향에 따른 요인구성이 긍정문과 부정문을 함께 사용한 것 때문에 나타날 수 있는 방법효과 때문인지 아니면 실제로 문항들이 동일하거나 서로 다른 구성개념을 측정하는 것인지를 진단하는 과정이 필요하다(Choi S et al., 2013).

이런 여러 가능성을 검증하기 위해, 예비연구에서 사용한 32문항 외에 5, 6, 7, 8, 9번 문항을 동일한 내용의 긍정문으로 수정한 문항들을 추가하여 총 37개 문항의 신체자각 측정 척도를 마련하였다.

2. 연구1의 결과

1) K-MAIA의 재구성

IBM SPSS Statistics ver. 22.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA) 을 사용하여 주축요인 분석, 베리맥스 회전법으로 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 부정문으로 만든 5∼9번 문항을 포함하는 요인구조는 예비연구와 동일한 것으로 나타났다. 이에 비해 긍정문으로 만든 5∼9번 문항을 포함하는 척도의 요인구조는 Mehling et al.(2012)의 연구결과 및 이론적 배경과 유사한 결과가 도출되었다. 이에 관해서는 뒤에서 다시 상세히 논의할 것이다. 또한 부정문 문항을 포함하는 척도의 전체 신뢰도는 내적합치도 계수가 .912인데 비해, 긍정문 문항을 포함하는 경우에는 .940으로 상대적으로 더 양호한 것으로 나타났다.

이와 같이 일부 포함된 부정문 문항들의 방법효과로 인해 척도의 신뢰도가 감소되고 요인구조도 불분명해지는 것으로 나타났기에, 본래 부정문으로 제작된 5, 6, 7, 8, 9번 문항을 긍정문으로 바꾸어 제작한 문항들을 K-MAIA에 사용하기로 하였다. 부록에 전체문항을 제시하였다.

2) 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석

IBM SPSS Statistics ver. 22.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용하여 요인분석의 적합성을 검토하고(KMO=.917, Bartlett의 구형성 검증; χ²=5729.60, p<.05), 주축요인 분석과 베리맥스 회전법으로 탐색적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 모든 문항의 공통분은 .51에서 .80 사이로 적절하였다. 또한 요인의 수를 검토하기 위해 스크리 검사와 평행분석(Parallel Analysis), 카이저의 룰에 따른 결과를 종합적으로 고려한 결과, 세 가지 방법 모두에서 6요인 구조가 가장 적절한 것으로 나타났다. 예비연구에서 주의조절 요인에 가장 높은 요인부하량을 보였던 10번 문항은 본 연구에서는 주의조절요인에도 .4이상의 요인부하량을 보였지만, 감각수용요인에 이보다 .10이상 높은 .55의 요인부하량을 보여서 문항이 표현하는 내용과 걸맞는 감각수용 요인에 속하는 것으로 판단할 수 있었다. 이들 6요인은 전체 변량의 56.78%를 설명하는 것으로 나타났다. Table 1은 탐색적 요인분석 결과를 정리한 것이다.

Table 1

Item contents and factor loadings of Exploratory factor analysis (N=295).

Item number	Factor 1	Factor 2	Factor 3	Factor 4	Factor 5	Factor 6
	Attention	Return	Noticing	Mind-body	Accept	Trusting
				connection
	regulation	to body		awareness
Item 14.	.82	.17	.18	.23	.14	.08
Item 15.	.76	.26	.07	.24	.10	.08
Item 13.	.67	.13	.14	.15	.12	.07
Item 12.	.63	.16	.13	.04	.35	.26
Item 16.	.61	.28	.21	.12	.28	.17
Item 17.	.55	.37	.06	.30	.20	.23
Item 11.	.45	.26	.11	−.02	.30	.30
Item 28.	.21	.74	.22	.11	.17	.18
Item 29.	.24	.71	.13	.07	.19	.10
Item 26.	.32	.64	.06	.27	.21	.21
Item 27.	.21	.62	.24	.31	.07	.04
Item 23.	.23	.50	.13	.33	.24	.30
Item 24.	.21	.48	.06	.37	.17	.39
Item 25.	.19	.45	.14	.41	.14	.30
Item 2.	.18	.04	.70	.18	−.07	.07
Item 3.	.05	.16	.61	.15	.08	.24
Item 1.	.08	.08	.60	.18	.03	−.04
Item 5.	.08	.14	.59	.20	−.12	.11
Item 4.	.09	.08	.56	.27	.05	.12
Item 6.	.33	.25	.40	.05	−.06	.24
Item 20.	.14	.15	.32	.67	.04	.12
Item 21.	.14	.19	.33	.60	.06	.23
Item 22.	.12	.20	.36	.56	.08	.20
Item 18.	.28	.22	.35	.51	.09	−.02
Item 19.	.14	.13	.30	.49	−.05	.03
Item 9.	.24	.14	.03	.05	.87	.01
Item 8.	.24	.13	.02	.12	.66	.13
Item 10.	.45	.25	.18	.03	.55	.20
Item 7.	.04	.10	−.15	−.01	.53	−.06
Item 31.	.20	.24	.19	.13	.03	.79
Item 30.	.30	.39	.23	.23	.02	.54
Item 32.	.28	.12	.23	.29	.06	.43

척도의 신뢰도의 경우, 문항 전체의 내적합치도(α)는 .94였고, 탐색적 요인분석의 결과에 따라 구분된 하위 요인들의 내적 합치도는 요인 1 (주의조절)이 .90, 요인 2 (감각복귀)가 .90, 요인 3 (감각자각)은 .80, 요인 4 (심신연결성자각)는 .84, 요인 5 (감각수용)는 .81, 요인 6 (신뢰)은 .80으로 나타나서 하위 요인들의 신뢰도 또한 양호한 수준이었다.

하위 요인들 간의 상관분석 결과를 Table 2에서 제시하였다. 주목할 만한 것은 감각수용 요인이 다른 일부 요인들과 상대적으로 낮은 상관관계를 보였다는 점이다. 감각수용 요인은 주의조절과 감각복귀와는 .45이상의 상관을 갖는 것으로 나타났지만. 감각자각이나 심신연결성자각, 감각신뢰 요인과는 상관계수가 .12∼.28 정도로 비교적 낮은 것으로 나타났다. 이런 결과는 주의조절과 감각복귀가 K-MAIA의 중심적인 요인인 반면에, 감각의 자각과 신체-정서의 연결성 자각 및 자신의 감각에 대한 신뢰는 자각한 감각을 수용하는 것과는 상당히 다른 별개의 요인임을 시사한다.

Table 2

Correlation Metrics between factors of K-MAIA (N=295).

	Attention	Return	Noticing	Mind-Body	Accept	Trusting
				connection
	regulation	to body		awareness
Attention regulation	-
Return to body	.665**	-
Noticing	.417**	.463**	-
Mind-body connection awareness	.485**	.586**	.611**	-
Accept	.543**	.453**	.119*	.215**	-
Trusting	.570**	.631**	.493**	.524**	.279**	-

^* p<.05,

^** p<.01.

Table 3은 본 연구의 6요인 구조와 MAIA의 요인구조를 비교하여 정리한 것이다. 본 연구를 통해 결정한 6요인 구조는 MAIA의 8요인 구조에 비해 2개의 요인이 감소하였다. 하지만, 본 연구에서 나타난 6요인 구조는 MAIA의 요인구조에 비해 해석이 더 쉬운 것으로 보인다. 예를 들어, MAIA의 1, 2, 3요인이 본 연구에서는 감각자각과 감각수용의 2요인으로 통합되었는데, MAIA에서 첫 번째 요인인 감각의 자각과 “감각에 대한 정서 및 주의반응”이라는 개념을 반영하는 하위 요인으로 분류한 두 번째의 “분산되지 않음”과 세 번째의 “걱정하지 않음” 요인은 주의와 자각이라는 문제와 자각이후의 반응을 명료하게 구분하지 못하고 있다. 즉, 첫 번째 요인에 주의와 알아차림이 포함되어 있고, 두 번째 요인 역시 주의의 문제와 관련이 있으며, 세 번째 요인은 자각이후의 반응의 문제를 반영하는 것이라 할 수 있어서 1, 2요인이 포착하는 현상들이 개념적으로도 중복될 수 있다. 이에 반해, 본 연구에서 첫 번째 요인인 감각자각은 신체감각을 알아차리는 민감성을 의미하며, 감각수용은 특히 부정적인 감각에 대한 수용적 태도를 반영하는 것으로 더욱 단순하게 해석할 수 있다. 또한 MAIA의 6, 7요인인 자기 조절과 몸 듣기는 본 연구에서는 하나의 요인으로 통합되었는데, 이들 요인은 각기 심리적 괴로움을 조절하기 위해 신체감각에 주의를 기울이거나(요인 6), 통찰을 얻기 위해 신체감각에 주의를 기울이는(요인 7) 경향을 반영하는 것이기에, 둘 모두 신체감각을 기능적으로 활용하는 것이라 할 수 있다. 이 요인들은 보통 명상과 같은 수련전통에서는 “호흡감각을 닻으로 삼아라”, “호흡감각으로 돌아가라”는 등의 언어적 지시로 강조하는 신체감각으로 돌아가기의 중요성을 반영하고 있는데, 이는 현존을 곧바로 경험할 수 있을 뿐 아니라 방황하는 산란한 마음을 가라앉히는 가장 강력한 방법이기 때문이다. 따라서 신체감각으로 주의를 돌리는 것이 어떤 기능을 하는가에 관계없이 이들 두 요인은 모두 신체감각으로 주의를 돌려 기능적 결과를 얻으려는 경향을 반영하는 것으로 이해할 수 있다. 따라서, 이 요인의 이름을 “감각복귀”라 명명하였다.

Table 3

Comparison of factor structure between MAIA and K-MAIA.

Concept of factor	MAIA (Mehling et al., 2012)	Item number	K-MAIA	Item number
Awareness of body sensations	(Noticing)	1, 2, 3, 4	Noticing	1~6
Emotional reaction and Attentional response to Sensations	Not-Distraction	5, 6, 7	Accept	7~10
	Not-Worrying	8, 9, 10
Capacity to regulate attention	Attention Regulation	11~17	Attention Regulation	11~17
Awareness of the connection between body sensations and emotional states	Emotional Awareness	18~22	Mind-Body connection awareness	18~22
Ability to regulate psychological distress by attention to body sensations	Self-Regulation	23~26	Return to body	23~29
Actively listening to the body for insight	Body Listening	27~29
Trusting body sensations	Trusting	30~32	Trusting	30~32

3) K-MAIA 하위 요인들과 개념적으로 관련이 있는 다른 구성개념들과의 관계

감각자각 요인은 편안하거나 불편하거나 중립적인 신체감각에 대한 자각을 포착한다. 따라서, 신체감각을 포함하여 감각 자극을 알아차리며 관찰하는 K-FFMQ의 관찰 요인과 높은 정적 상관을 나타낼 것이며, 신체 내적 자극에 초점을 두는 것을 측정하는 PBCS와도 높은 정적 상관을 나타낼 것이라 예측할 수 있다. 마찬가지로, 정서 자각의 부족함을 의미하는 K-DERS의 정서에 대한 주의 및 자각의 부족과는 강한 부적 상관을 나타낼 것이다.

감각수용 요인은 신체적 불편감에 대처하기 위해 주의분산 및 회피하지 않는 경향, 그리고 신체적 불편으로 인해 정서적 괴로움을 경험하지 않는 경향을 측정하는 것이다. 그래서, 감각수용은 신체자극을 판단하거나 즉각적으로 반응하지 않는 것과 관련된 K-FFMQ의 비판단 요인과 정적 상관을 나타낼 것으로 예측할 수 있다. 반면에 신체자극과 관련된 생각을 계속하여 반추하거나 확장하는 K-PCS의 반추, 확장과는 부적 상관을 나타낼 것이다.

주의조절 요인은 신체감각으로 향하는 주의를 조절하고 유지할 수 있는 능력을 측정한다. 이 주의를 의도적으로 조절하는 능력은 마음챙김의 핵심적인 개념으로 받아들여지는데, 특히 K-FFMQ의 자각행위와 관찰 요인과는 강한 정적 상관을 보일 것으로 여겨지며, 신체적 측면에 초점을 기울이는 정도를 측정하는 PBCS와도 정적 상관을 나타낼 것으로 예상된다. 또한 높은 수준의 특성 불안은 위협 자극에 대한 자동적 주의편향과 관련된다는 선행 연구(Williams et al., 1988 & 1997; Mogg et al., 1998)를 고려할 때, 주의조절은 특성 불안과 강한 부적 상관을 나타낼 것이며, K-DERS의 정서에 대한 주의와 자각의 부족, 목표지향행동 수행의 어려움과는 부적 상관, K-PCS의 반추, K-ASI의 신체적 염려와도 부적 상관을 나타낼 것으로 예상할 수 있다.

심신연결성 자각 요인은 신체감각과 정서가 연결되어 있음을 알아차리는 정도를 측정하는 요인으로서, 정서와 같은 내적 현상에 주의를 기울여 알아차리고 관찰하는 K-FFMQ의 관찰 요인, 관찰된 현상을 언어로 기술하고 명명하는 기술 요인과 정적 상관을 나타낼 것이라 예상할 수 있다. 또한 신체적 측면에 초점을 맞추는 정도를 측정하는 신체의식 척도(PBCS)와도 정적 상관을 보일 것이다. 당연히 K-DERS의 정서자각 부족 요인과는 부적인 상관을 나타낼 것이라 예상할 수 있다.

감각복귀 요인은 신체감각에 주의를 둠으로써 괴로움을 조절하는 것, 그리고 몸에 주의를 기울여서 내적 통찰력을 얻는 것과 관련된다. 따라서 신체감각에 주의를 두고, 관찰하며, 괴로움과 몸을 통한 통찰력을 기술할 수 있는 K-FFMQ의 관찰, 자각행위, 기술요인과 정적 상관을, 신체 내부에 주의를 두는 PBCS와도 정적 상관을 보일 것이다. 이와는 달리, 신체감각으로 인한 부정적 사고를 나타내는 K-PCS의 반추, STAI의 특성 불안과는 부적 상관을 나타낼 것이며, 주의와 관련되어 K-DERS의 정서에 대한 주의와 자각의 부족 요인과도 부적 상관을 보일 것이다.

신뢰 요인은 몸을 안전하고 신뢰할 만한 것으로 경험하는 정도를 말한다. 따라서, 신체감각에 대한 걱정과 염려를 측정하는 K-ASI의 신체염려와도 강한 부적 상관이 나타날 것이다. 또한, 통증에 대한 걱정에 압도되는 정도와 무력감을 측정하는 K-PCS의 무력감과도 부적 상관을 보일 것이라 예측할 수 있다.

Table 4는 K-MAIA의 하위 요인 및 전체 점수와 관련 척도들의 상관계수를 정리한 것이다. 감각자각 요인은 예상했던 것처럼, FFMQ의 관찰과 자각행위 요인, PBCS와 .30이상의 정적상관이 있었고, DERS의 정서자각부족 요인과 .30이상의 부적상관이 있었다. 이런 결과는 K-MAIA의 신체감각의 자각능력이 높으면 마음챙김 관찰과 자각행위가 높은 경향이 있고, 정서자각 부족과는 역상관이 있음을 보여주는 것이다. 감각자각 요인은 특성불안과도 .30이상의 역상관이 있어서, 신체감각의 자각능력이 특성불안과도 관계가 있음을 시사하는 것은 뜻밖의 결과라 하겠다.

Table 4

Correlations between K-MAIA scales and validity measures.

	Noticing	Accept	Attention	Mind-body	Return	Trusting	K-MAIA
				connection
			regulation	awareness	to body
K-FFMQ	.41**	.38**	.64**	.49**	.56**	.38**	.67**
Non-reactivity	.26**	.21**	.41**	.29**	.31**	.34**	.41**
Obserbing	.48**	.24**	.52**	.58**	.56**	.50**	.64**
Nonjudging	.11	.31**	.33**	.12*	.19**	.20**	.28**
Acting with awareness	.35**	.38**	.63**	.40**	.55**	.52**	.64**
Describing	.29**	.20**	.38**	.41**	.43**	.38**	.47**
PBCS	.41**	.14*	.38**	.47**	.42**	.63**	.52**
K-ASI (Physical concern)	−.04	−.26**	−.33**	−.15*	−.16**	−.24**	−.26**
K-PCS	−.12*	−.38**	−.38**	−.16**	−.28**	−.27**	−.36**
Rumination	−.05	−.38**	−.34**	−.13*	−.33**	−.23**	−.33**
Magnification	−.12*	−.34**	−.31**	−.12*	−.21**	−.19**	−.29**
Helplessness	−.13*	−.28**	−.34**	−.16**	−.20**	−.28**	−.31**
STAI (Trait anxiety)	−.31**	−.27**	−.46**	−.34**	−.42**	−.54**	−.51**
K-DERS	−.24**	−.23**	−.45**	−.29**	−.33**	−.37**	−.43**
IMP	−.11	−.21**	−.34**	−.21**	−.27**	−.25**	−.32*
AWR	−.48**	−.16**	−.46**	−.42**	−.42**	−.46**	−.53**
NAC	−.11	−.21**	−.33**	−.17**	−.16**	−.26**	−.27**
CLR	−.16**	−.10	−.30**	−.24**	−.21**	−.31**	−.29**
STR	−.20**	−.20**	−.37**	−.23**	−.28**	−.33**	−.36**
GLS	−.16**	−.20**	−.39**	−.18**	−.30**	−.21**	−.34**

K-FFMQ: Koeran version of five facet mindfulness questionnaire, PBCS: personal body consciousness scale, K-ASI: Korean version of anxiety sensitivity index, K-PCS: Korean version pain catastrophizing scale, STAI: state-trait anxiety inventory, K-DERS: Korean version of difficulties in emotion regulation scale (IMP-Impulse control difficulties, AWR-Lack of emotional awareness, NAC-Non-acceptance of emotion, CLR-Lack of emotional clarity, STR-Limmited access to strategies for emotion regulation, GLS-Difficulty engaging in goal-directed behaviors).

^* p<.05,

^** p<.01.

감각수용 요인은 예상했던 것처럼 마음챙김의 비판단 요인과 .31, 자각행위 요인과 .38의 정상관이 있는 것으로 나타났다. 또한, 자신의 신체감각에 대한 수용이 높을수록 통증파국화 척도로 측정한 반추(r=−.38)나 확장(r=−.34) 경향이 낮은 것으로 나타났다.

주의조절 요인은 측정한 모든 척도의 하위 척도들과 .30이상의 상관이 있는 것으로 나타났으며, 그 방향도 모두 예상과 일치하는 것이었다. 주의조절은 특히 마음챙김의 비자동성과 관찰, 자각행위 요인 및 특성불안과 정서곤란 척도의 정서자각부족 요인과 상대적으로 높은 상관관계를 보였다.

심신연결성자각 요인은 예상했던 것처럼, 마음챙김의 관찰과 묘사 요인, 개인적 신체의식, 정서자각 부족과, 30 이상의 유의한 상관이 있었다. 또한 예상했던 것은 아니지만, 마음챙김의 자각행위(r=.40), 특성불안(r=−.34)과도 .30 이상의 상관이 나타났다.

감각복귀 요인은 예상했던 것처럼, 마음챙김의 비자동성, 관찰 및 기술요인과 .30 이상의 유의한 상관이 나타났으며, 개인적 신체의식 및 반추, 특성불안, 정서자각 부족과도 .30이상의 유의한 상관이 나타났다. 특히 감각복귀 요인은 자각행위와 .55의 높은 상관이 있는 것으로 나타났다.

신뢰 요인은 예상했던 것처럼, 신체염려와 무력감과 유의한 역상관이 나타나기는 했지만 상관계수의 크기는 .30에 이르지 못했다. 오히려, 신뢰 요인은 마음챙김의 관찰(r=.50)과 자각행위(r=.52), 그리고 개인적 신체의식(r=.63), 특성불안(r=−.54) 및 정서자각 부족(r=−.46)과 상당히 강한 상관을 갖는 것으로 나타났다.

전체적으로 볼 때, K-MAIA는 개념적으로 관련이 있는 다른 척도들과 예상했던 것과 일치하는 상관관계 양상을 보여주었다. 하지만, 상관관계 분석에서 드러난 특이한 점은, 첫째, 마음챙김의 하위 요인 중에서 자각행위 요인은 다른 요인들에 비해 K-MAIA의 모든 하위 요인들과 .35 이상의 비교적 높은 상관관계를 보였으며, 둘째, 개인적 신체의식과 특성불안은 자각반응을 제외한 모든 하위 요인들과 .30 이상의 높은 상관관계를 보였으며, 마지막으로 K-MAIA의 주의조절 요인은 본 연구에서 측정한 모든 관련 척도들의 하위 요인들과 .30에서 .63에 이르는 높은 상관관계를 보였다는 것이다.

4) K-MAIA의 신체수련 경험, 성, 나이, 만성질환 유무에 따른 차이 비교

일반적으로 신체감각에 대한 자각은 훈련을 통해 향상시킬 수 있는 능력으로 여겨진다. 실제로, Mehling et al.(2012)은 신체자각과 관련된 수련경험에 따라 MAIA 점수에서 유의한 차이가 있어서, 경험이 많은 집단이 경험이 적은 집단에 비해 신체자각의 정도가 유의하게 높다는 결과를 보고하였다.

이를 검증하기 위해, 본 연구의 참여자를 수련 종류에 상관없이 수련기간이 2년 이상인 집단(총 141명, 47.8%)과 2년 미만인 집단(총 136명, 46.1%)으로 나누어 K-MAIA의 집단 간 차이를 검증하였다(Table 5). 그 결과, K-MAIA 총점과 모든 하위 요인 점수에서 수련기간이 2년 이상인 집단이 2년 미만인 집단에 비해 유의하게 높은 것으로 나타났다(p<.05). 이 결과는 신체자각의 주요한 차원들이 가지는 특성들이 신체자각과 관련된 수련을 통해 향상될 수 있다는 Mehling et al.(2012)의 선행연구 결과를 지지하며 신체자각과 관련된 교육과 수련의 효과 측정에 K-MAIA가 유용하게 사용될 수 있다는 것을 보여준다.

Table 5

Mean differences in K-MAIA scales by level of experience.

	Low experience		High experience		t-test
	(24 month, n=136)		(over 24month, n=141)
	M	SD	M	SD	t	df	p. (two-tailed)
Noticing	3.23	.82	3.64	.68	−4.48	262.66	.000
Accept	2.20	.91	2.75	1.11	−4.55	267.53	.000
Attention regulation	2.61	.87	3.16	.90	−5.17	275	.000
Mind-body connection awareness	3.28	.88	3.77	.77	−4.97	267.32	.000
Return to body	2.51	.89	3.21	.90	−6.50	275	.000
Trusting	2.84	.93	3.35	.95	−4.49	275	.000
K-MAIA	2.78	.61	3.32	.67	−7.06	275	.000

Possible range from 0~6.

또한, 과거 또는 현재 요통을 겪고 있는 환자들은 심신관련 수련에 참여하고 있는 사람들에 비해 자신의 통증과 불편함을 무시하거나 주의를 회피하는 경향이 있는 것으로 알려져 있다(Mehling et al., 2012). 그렇다면, 대부분의 만성질환이 신체적 통증과 고통을 수반한다는 점에서 만성질환을 가지고 있는 사람들이 그렇지 않은 사람들에 비해 K-MAIA 점수가 낮을 것으로 예상할 수 있다.

이를 검증하기 위해, 만성질환이 있는 사람(59명, 20.8%)과 만성질환이 없는 사람(231명, 78.3%)의 K-MAIA 총점과 하위 요인들 간의 차이를 살펴보았다(Table 6). 그 결과 만성질환 집단은 그렇지 않은 집단에 비해 감각자각 하위 요인 점수가 유의하게 낮았고(p<.05), 주의조절 하위 요인도 유의한 수준은 아니지만 비슷한 경향이 있는 것으로 나타났다.

Table 6

Mean differences in K-MAIA scales by chronic disease.

	Chronic illness		Non chronic illness		t-test
	(n=59)		(n=231)
	M	SD	M	SD	t	df	p. (two-tailed)
Noticing	3.27	.78	3.52	.78	−2.14	288	.03
Accept	2.40	.99	2.52	1.08	−.753	288	.45
Attention regulation	2.71	.86	2.97	.95	−1.89	288	.06
Mind-Body connection awareness	3.47	.85	3.57	.86	−.82	288	.41
Return to Body	2.72	.83	2.92	.99	−1.43	288	.15
Trusting	2.97	.89	3.14	.98	−1.22	288	.22
K-MAIA	2.92	.65	3.12	.71	−1.89	288	.06

Possible range from 0~6.

인구통계 변수로서, 성별과 나이에 따른 K-MAIA 점수를 비교하였다. 성별에 따른 차이는 K-MAIA 총점과 하위 요인 모두에서 유의하지 않았다. 나이의 경우, 주의조절 요인은 나이와 유의한 상관이 없었으나, K-MAIA 총점(r=.17) 뿐 아니라 감각자각(r=.12), 감각수용(r=.12), 심신연결성 자각(r=.16), 감각복귀(r=.15), 신뢰(r=.12) 하위 요인들과 작지만 p=.05 수준에서 유의한 정적 상관이 있었다. 이런 결과는 주의조절 하위 요인을 제외하면 대체로 나이가 증가할수록 K-MAIA의 점수가 다소 증가하는 경향이 있음을 의미한다.

3. 연구2의 결과

1) K-MAIA의 확인적 요인분석

참여자 223명이 K-MAIA 총 32문항에 응답한 데이터를 Mplus ver. 7.0 (Muthén & Muthén, Stoner Avenue, LA, USA)을 사용하여 최대우도법으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 우선적으로 연구 1의 탐색적 요인분석 결과를 바탕으로 6요인 모형을 검증하였다. 결과는 Table 7에서 제시한 바와 같이 모형 적합도 지수가 만족할만한 수준에 미치지 못하였다. 그러나 수정지수가 보수적 기준의 10.0이상을 초과한 인접 문항 간의 오차항 공분산을 고려한 수정 6요인 모형을 검증하였더니, CFI, TLI, RMSEA값에서 모두 모형 적합도 기준치를 충족시켜 K-MAIA의 수정 6요인 모형이 구조적으로 적합한 모형으로 드러났다. Fig. 1에서 수정 6요인 모형의 각 요인계수와 경로계수를 보고하였다.

Table 7

Confirmatory factor analyses model fit indices (N=223).

Model	χ2	df	CFI	TLI	RMSEA (90% CI)
6-factor model	1,093.51	449	0.848	0.832	0.080 (0.074-0.086)
Modified 6-factor model	793.515	436	0.916	0.904	0.061 (0.054-0.067)
Modified 8-factor model	858.615	427	0.898	0.882	0.067 (0.061-0.074)
1-factor model	2,140.438	464	0.604	0.577	0.127 (0.122-0.133)
Hierarchical model	1,167.384	458	0.833	0.819	0.083 (0.077-0.089)

Fig. 1

Results of confirmatory factor analysis (CFA) of K-MAIA (N=223).

다음으로 경쟁모형으로서 Mehling et al.(2012)의 MAIA에서 제시한 8요인 모형과 K-MAIA의 수정 6요인 모형을 동일한 조건에서 비교하기 위하여 MAIA의 8요인 구조를 K-MAIA에 적용하여 마찬가지로 수정지수가 보수적 기준의 10.0이상을 초과한 인접 문항 간의 오차항 공분산을 고려한 수정 8요인 구조의 모형 적합도를 추정하여 이를 비교하였다. 결과는 Table 8에서 제시한 바와 같이 K-MAIA는 수정 8요인 구조모형보다 수정 6요인 구조모형이 더 좋은 모형 적합도를 갖는 것으로 나타났다.

이어서 K-MAIA 전체 문항의 총점으로 구성개념 전체를 단순화할 수 있는지를 살펴보기 위해 단일 요인 모형과 수정 6요인 모형의 적합도 지수를 비교하였다. 결과는 Table 7에서와 같이 비록 χ² 검증은 유의했지만, 모형 적합도 지수는 낮은 수준이었다. 마찬가지로 위계적 2차 모형의 적합도 지수 역시 만족할만한 수준을 보이지 못했다. 따라서 비록 검증하였던 모든 모형 구조들에서 카이제곱 검증은 유의하였지만(p<.001), 비교 모형들과 모형 적합도 지수를 비교할 때에, K-MAIA의 수정 6요인 구조가 가장 높은 모형 적합도 지수를 나타내는 것으로 나타났다. 종합 논의에서 이에 관해 논의하였다.

고찰

본 연구는 Mehling et al.(2012)의 MAIA를 한국판으로 개발하기 위한 연구로서, 예비연구와 두 개의 연구를 통해 한국판 다차원 신체자각척도의 심리측정학적 특성을 검증하였다. 척도의 문항개발과 구성을 위해 예비연구를 실시하였고, 연구 1에서는 문항분석과 신뢰도 분석을 통해 최종 문항을 구성하고 요인구조를 살펴보았다. 또한, K-MAIA와 다른 이론적으로 관련이 있는 그 밖의 척도들과의 상관관계를 분석하였고, 심신관련 수련경험 정도와 질환유무, 성별, 나이에 따른 차이를 검증하였다. 확인적 요인분석을 위해 연구2를 실시하여 K-MAIA의 요인 구조의 안정성을 확인하였다.

K-MAIA의 신뢰도의 경우, 32문항 전체의 내적 합치도는 .94로 매우 높았고, 하위 요인들의 내적 합치도도 최소 .80에서 최고 .90으로 충분히 높아서 전체 문항 외에도 하위 요인별로 따로 사용하는 것에도 무리가 없는 것으로 나타났다.

요인구조는 MAIA가 8개의 하위 요인을 구성하는 것과 달리 6개의 하위 요인으로 구성하는 것이 적절한 것으로 나타났다. 확인적 요인분석에서 6요인 구조가 8요인 구조에 비해 더 적절한 것으로 나타났을 뿐 아니라, 6요인 구조가 더욱 명료한 해석이 가능한 것으로 판단하여 K-MAIA는 6요인 구조를 갖는 것으로 결정하였다. 이러한 요인구조의 차이를 두 가지로 요약할 수 있다. 첫째, MAIA의 감각자각과 비분산, 비걱정의 3요인을 이루는 1번부터 10번 문항이 본 연구에서는 2개의 요인(감각자각과 감각수용)으로 줄었다. 이는 MAIA의 부정문항을 본 연구에서 긍정문항으로 바꾸었기 때문인 것으로 보인다. 둘째, MAIA의 6, 7번 째 요인인 자기조절과 몸 듣기 요인을 구성하는 7개의 문항들이 본 연구에서는 하나의 요인(감각복귀)으로 통합되었다. MAIA에서 자기조절 요인은 “주의를 신체감각으로 돌려 심리적 괴로움을 조절하는 능력”을 뜻하며, 몸 듣기 요인은 “통찰을 얻기 위해 적극적으로 몸에 귀 기울이기”를 뜻하는 바, 이 두 요인이 모두 신체감각으로 돌아오는 능력을 포착한다는 공통점이 있다는 점에서 하나의 요인으로 간주하는 데에 별다른 무리가 없는 것으로 보인다.

요인 구조와 관련해서, 연구 2의 확인적 요인분석결과는 K-MAIA를 활용할 때 기본적으로 6요인의 하위 요인별 점수로 사용하는 것이 좋지만 총점을 활용하는 것도 가능함을 시사한다. 이는 단일요인모형의 적합도도 만족할만한 수준은 아니지만 카이제곱 검증 결과(χ²=2140.44, df=464)가 유의하였고(p<.001), 척도총점과 다른 관련 척도들과의 관계 양상도 하위 요인들의 관계양상과 다르지 않으면서 하위 요인들에 비해 내적합치도도 더 높고 다른 척도들과의 상관계수도 더 큰 경향이 있어서, 경우에 따라서 총점을 사용하는 것을 제한할 필요는 없을 것으로 보인다.

K-MAIA는 마음챙김 수준, 개인적 신체의식, 불안민감성, 통증 파국화, 불안, 정서조절 곤란 등의 측정치와 모든 하위 요인과 총점이 적절한 수준의 유의한 상관관계를 갖는 것으로 나타났다. 특히 주의조절 요인은 다른 요인들에 비해 이들 척도와의 상관 크기가 대체로 더 높게 나타나서 신체 내부감각에 주의를 기울이고 유지하는 능력이 매우 중요한 기능적 역할을 함을 시사한다. 특히 주의조절 요인은 총점과 비교할 때도 이들 병리적 지표들의 측정치들과 더 높은 상관을 보이는 것으로 나타나서, 임상장면에서 짧은 척도를 사용해야 하거나 병리적 증상의 감소를 예측하는 경우 K-MAIA 척도 전체가 아니라 주의조절 요인만을 사용하는 것이 더 효율적일 수 있음을 시사한다.

감각수용은 다른 하위 요인들과 달리 FFMQ의 비판단 요인과 유의한 상관관계를 보였다. 이는 이 하위 요인이 개념적으로도 그렇지만 실제로 부정적 신체감각에 대한 일종의 기능적인 대처전략 또는 관계 맺기의 방식을 포착하는 것임을 시사한다. 이런 가능성은 감각수용이 다른 하위 요인들에 비해 통증 파국화 척도의 반추와 가장 높은 역상관을 나타낸 결과도 이런 가능성을 뒷받침한다. K-MAIA의 감각복귀 요인 또한 통증 같은 불편한 신체감각에 대한 일종의 대처방식일 수 있는데, 실제로 명상이나 명상기반 개입 프로그램 같은 심신관련 개입법에서 불편한 정서나 인지에 사로잡히지 않고 내적인 경험을 있는 그대로 수용하는 능력이 부족한 경우 먼저 신체감각으로 돌아오도록 하는 것이 일반적이다. 이 하위 요인은 비판단을 제외한 FFMQ의 모든 하위 요인 및 개인적 신체의식척도와 .34에서 .52에 이르는 유의한 정적인 상관이 있었고, 통증파국화 척도의 반추와도 .33의 유의한 역상관이 있었다.

이에 반해, 신체 내부감각의 자각을 뜻하는 감각자각 요인은 통증 파국화와 매우 상관이 낮았고, 정서조절곤란 척도와도 정서자각부족을 제외한 다른 하위 요인들과도 거의 상관이 없거나 있어도 .20 이하였다. 이런 결과는 이 요인이 자각능력 자체를 포착하는 것이며, 신체내부감각의 자각과 관련한 태도나 대처방식과는 구분되는 요인임을 시사한다.

한편, 신체감각의 자각과 통증의 관계에 대한 초기의 견해 즉, 개인의 불안 수준이 높으면 신체감각에 대한 경계심이 고조되어 신체화 또는 건강 염려로 확장될 수 있으며 따라서 신체자각은 불안과 정적인 상관이 있다고 이해했던 견해는 Mehling et al.(2012)의 연구와 마찬가지로 본 연구에서도 반박되었다. 본 연구에서 K-MAIA의 감각자각 요인은 STAI의 특성불안과 .31의 유의한 역상관을 보였는데, 이는 신체감각에 대한 자각이 높을수록 오히려 불안이 낮다는 것을 시사한다. 이런 결과가 신체감각의 자각을 높이는 것이 불안을 낮출 수 있다는 주장을 확증해주지는 않지만, 불안이란 주로 아직 발생하지 않은 미래의 사건에 대한 부정적인 사전 반응인 것에 비해 신체자각은 현재 발생하는 신체의 신호에 대한 반응이라는 점에서 신체자각이 높아지면 불안이 감소할 가능성은 충분하다고 하겠다.

심신관련 수련경력에 따른 집단 간의 유의한 K-MAIA 점수 차이는 내부감각에 대한 자각력이 이를 증진시키려는 수련에 의해 향상될 수 있음을 시사하는 것이다. 또한 K-MAIA가 여러 병리적 지표들과 역상관을 보인다는 사실을 고려하면, 심신병리의 완화를 위해 내부감각에 대한 기능적인 태도와 자각능력을 높이는 훈련이 효과적일 수 있음을 보여준다. 또한 주의조절 요인이 보여준 병리적 지표들과의 높은 상관계수는 주의의 유지와 전환에 관한 훈련이라 할 수 있는 명상기반의 개입법들이 임상장면에서 매우 효과적일 수 있음을 시사한다.

나이와 K-MAIA 사이에 유의한 정상관이 있다는 본 연구의 결과는 내부감각의 자각력이 성장함에 따라 자연히 증가할 수 있음을 시사하는 것이다. 하지만, 가장 병리적 예측력이 높은 주의조절 요인의 경우에는 나이와 전혀 상관이 없었다. 자연스런 성숙에 따른 내부감각 자각능력의 변화에 관한 연구가 필요할 것이다.

만성질환자들이 그렇지 않은 집단에 비해 K-MAIA 점수가 유의하게 낮았던 결과는, 만성질환자가 비환자에 비해 자신의 내부감각에 주의를 기울이고 조절하는 능력이 부족하며 이에 따라 신체의 내부감각을 자각하는 수준이 낮을 수 있음을 시사하는 것이다. 하지만, 이런 결과가 내부감각에 대한 둔감성이 만성질환을 야기한 것인지, 아니면 만성질환에 대한 대응방법으로 회피나 무시전략을 사용하는 것 때문인지 확실히 알 수 없다. 또한 일반적으로 질환의 발병은 신체감각에 대한 주의를 촉진한다는 점에서 질환과 관련하여 향후 더욱 면밀한 연구가 필요할 것으로 보인다.

본 연구에서 K-MAIA 점수는 성별에 따른 차이가 나타나지 않았다. 이런 결과는 여성은 남성과 달리 월경에 따른 급격한 신체 생리적 변화를 겪는다는 사실에 따른 성차와 일반적으로 여성이 남성에 비해 통증을 비롯한 신체감각에 예민하다는 통념과는 다른 것이다. 이에 관해서도 향후 연구가 필요할 것이다.

본 연구는 다음과 같은 한계점을 지닌다. 첫째, 어떠한 척도에서든 자기보고식 심리척도로 새로운 구성 개념을 측정하는 데에서 발생하는 요인으로서, 낯선 용어의 사용과 구성 개념에 대한 이해하지 못한 응답자를 대상으로 측정할 경우 측정오차가 발생할 수 있다. 예를 들어, 명상 경험이 없는 사람들을 대상으로 마음챙김을 측정할 때에는 응답자들이 문항의 내용을 이해하는 데에 어려움을 보이고, ‘관찰’과 같은 요인이 타당하게 측정되지 않는 어려움이 발생될 수 있다(Baer et al., 2006). 한국판 다차원 신체자각 척도에서도 이와 같은 어려움이 발생할 수 있다. 특히, 감각복귀나 신뢰, 심신연결성 자각과 같은 요인을 측정하는 문항들은 관련된 경험이 없는 사람들에게는 다소 생소하고 이해가 어려울 수 있다.

둘째, 연구 참여자의 성별 및 수련 방법과 종류 분포가 고르지 못했다는 한계를 지닌다. 현재 국내에서 신체자각과 관련되어 가장 널리 시행되는 수련방법은 요가 수련으로서 비교적 많은 인구가 수련을 하고 있는 데 비해, 필라테스, 국선도, 태극권과 같은 수련 방법은 수련 인구가 상대적으로 적은 편이다. 또한 요가 수련자 안에서도 남성보다는 여성이 훨씬 많은 비중을 차지하고 있는 현실적인 제한을 넘어서기가 어려웠다. 향후, 다양한 인구집단을 대상으로 K-MAIA의 기능적 특성을 연구할 필요가 있다.

이런 한계가 있기는 하지만, 본 연구로 개발한 K-MAIA는 그 요인 구조와 심리측정학적 특성에서 비교적 만족스러운 수준을 결과를 보여주었고, 무엇보다도 신체자각을 강조하는 수련을 하는 사람들이 아닌 일반인을 대상으로 확인적 요인분석을 통해 요인구조를 재검증했다는 점에서 향후 연구에 사용하는 데에 부족함이 없는 척도라 생각한다. 또한 신체자각 개념이 심신의학과 행동의학, 심리치료, 체육학, 교육학 등 다양한 분야에서 사용되는 학제적 개념이라는 점에서, 그리고 이 척도가 최근의 심신통합적 접근에서 강조하는 훈련법과 태도에 관한 요인들을 포함하는 다차원 척도라는 점에서 이들 여러 분야의 연구에 유용하게 쓰일 수 있을 것이다. 특히 최근 보완대체의학의 중요한 접근법으로 그리고 심리치료에서 인지행동치료의 제 3동향이라 불릴 정도로 널리 받아들여지고 있는 명상 기반의 접근법들의 과학적 연구를 진전시키는 데에도 본 연구에서 개발한 척도가 많은 기여를 할 수 있을 것으로 기대한다.

Appendix 1

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Notes

BAQ와 BARQ (Body Awareness Rating Questionnaire; Dragesund, et al, 2010)를 토대로 개발한 한국판 척도(아주신체자각척도; Ajou Body Awareness Questionnaire)가 있다(Kim WS et al., 2015).

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Figure & Data

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