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The Relationship between Mindfulness and Shame: Moderated Mediating Effect of Self- Blame and Self- Compassion for College Students
Korean J Stress Res 2020;28:17-24
Published online March 31, 2020
© 2020 Korean Society of Stress Medicine.

Yong Hee Kim

Department of Psychology, Gwangju University, Gwangju, Korea
Correspondence to: Yong Hee Kim
Department of Psychology, Gwangju University, 277 Hyodeok-ro, Nam-gu, Gwangju 61743, Korea
Tel: +82-62-670-2539
Fax: +82-62-670-2539
E-mail: yngkim9@gwangju.ac.kr
Received February 12, 2020; Revised March 16, 2020; Accepted March 17, 2020.
Articles published in stress are open-access, distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0), which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.
Abstract
Background: The purpose of this study was to explore the moderated mediating effect of self-compassion through self-blame on the relationship between mindfulness and shame.
Methods: A total of 315 college students participated in this study by completing the following questionnaires: Mindfulness Scale, Depressive Experience Questionnaire, Self-Compassion Scale, State Shame and Guilt Scale. Data were analyzed through SPSS22.0 and its macro. The main findings were as follows.
Results: First, the result of bootstrapping indicated that self-criticism partially mediated the relationship between mindfulness and shame. Second, hierarchical regression and slope analyses revealed the moderating effect of self-compassion on the relationship between self-criticism and shame. Finally, the results indicated that self-compassion moderated the mediating effect of mindfulness on shame through self-criticism.
Conclusions: Contributions of this study to an integrative understanding of the process of self-compassion was considered useful for future therapeutic intervention. Limitation and suggestions was also discussed.
Keywords : Mindfulness, Self-compassion, Self-criticism, Shame
서 론

수치심(shame)은 ‘몹시 부끄러운 마음’으로 정의되며(National Korean Research Institute, 1999), 일반적으로 슬픔, 분노와 더불어 부정 정서로 분류된다(Pekrun et al., 2006). 한편 수치심은 자의식적 정서(self-conscious emotion)로서 개인이 자기 자신에게 주의를 기울이는 과정에서 발생하는 부정적 정서이다. 즉, 자신이 가진 높은 기준에 비추어 자신은 잘하지 못한다고 판단한 결과로 발생되는데, Piers et al.(1953)는 자신 안에 내재화한 타인이 자신의 내적 기준으로 볼 때 실패와 결점을 판단하는 것이라고 제안했다. 이런 면에서 볼 때 수치심은 자신을 평가하는 타인, 혹은 자신 안의 타인을 전제로 하는 자의식적 성격이 뚜렷하다(Lewis, 1971).

따라서 수치심은 다른 부정 정서에 비해 자기 정체감과 깊이 관련되며, 자기를 위협하는 경향이 강한 정서경험이라는 점(Kaufman, 1989)에서 주목해 볼 필요성이 대두된다. Kaufman(1989)은 심리상담이나 심리치료 시, 많은 내담자들이 자기를 부정적이고 실패한 존재로 바라보는 고통을 이해하기 위해서 수치심을 다루는 것이 중요하다고 제안하였다. 특히 본 연구의 대상자인 대학생들은 이전 발달 단계와 비교해 볼 때, 청소년기에서 성인기로 진입하는 과정에서 일어나는 다양한 변화에 적응해야 하는 시기이다. 그러나 수치심을 많이 느끼는 사람은 스스로 부적절하다고 인식하며, 다양한 상황과 장면에서 고통스러워 하거나 회피하는 부적응을 보일 수 있다.

수치심은 자기조절능력과 관련되는데, 실패의 원인을 자신의 능력이나 노력의 부족으로 평가할 때 발생하는 정서라고 할 수 있다(Shunk et al., 2011). 예를 들어 분노의 경우에는 그 원인을 타인의 불공정함 등으로 인식할 때 발생하는데 반해, 수치심은 자기 스스로의 평가가 중요하게 작용함을 알 수 있다. 실제로 수치심을 경험하는 사람은 자기에 대해 부적절하고, 매력이 없으며 열등하다고 생각하거나, 타인과의 비교를 통해 열등감이 심화됨에 따라(Kaufman, 1989), 정신병리의 발달과 유지에서 핵심적인 역할을 한다고 알려져 있다(Tangney et al., 1992). 이미 여러 연구에서 수치심은 다양한 정신병리적 상태에 영향을 미치는 변인으로 연구되고 있으며, 우울증(Kim et al., 2011), 사회불안, 범불안장애, 외상후 스트레스장애 등(Street et al., 2001; Kim YH, 2019)과 유의미한 연관성이 있다고 제안되었다.

이러한 수치심은 특질 수치심(trait shame)과 상태 수치심(state shame)으로 구분할 수 있다. 특질 수치심은 만성적으로 수치심을 자주 느끼며 성격특성으로 작용하며 이를 내면화된 수치심이라고 한다(Cook, 2001). 수치심이 내면화되면 자기에 대한 결함, 부적절감과 같은 부정적 속성에 영향을 자주 받게 된다(Kaufman, 1989). 한편 상태 수치심은 비교적 특정 상황과 일시적인 짧은 시간동안 강도높게 수치심을 경험하는 것이다(Goss et al., 1994).

본 연구에서는 현재 순간에 집중하여 자신의 정서와 인지를 인식하는 마음챙김 능력과 관련성을 알아보고자 하여, 비교적 잠시 동안 수치심을 인식하는 정도에 관심을 가지고 있으므로 상태 수치심을 대상으로 연구하고자 한다.

마음챙김과 자기자비는 수치심에 대한 심리치료 분야에서 주목받고 있는 개념이다. 먼저 마음챙김(mindfulness)이란 불교 경전에서 기록된 고대 빨리어(Pali)의 사띠(sati)를 번안한 개념이다. 사띠란 주의기울임(attention), 집중, 알아차림, 기억과 관련된 의미를 가지고 있으며, 부지불식 간에 지나가는 현상에 대해, 주의를 모아 집중하는 과정으로 예전부터 불교 수행의 한 방법으로 수행되어 왔다(Jeong JY et al., 2010).

Kabat-Zinn(1990)은 마음챙김을 현재의 순간에 주의를 집중하는 능력, 의도적으로 몸과 마음을 관찰하고, 순간순간 체험한 것을 있는 그대로 받아들이는 과정으로 정의하고 있다. 또한 Teasdale et al.(2000)은 인지치료와 관련하여 마음챙김에 대해 생각과 감정을 사실이나 물리적 현상이 아니고 일어났다 사라지는 내적인 정신적 사건으로 있는 그대로 자각하는 능력이라고 보았다. 이러한 마음챙김을 하는 태도를 고양시킴으로써 현실과 마음속에서 일어나는 정신적 현상 간의 거리두기 또는 탈중심화(decentering)와 같은 통찰능력을 향상시키는 일환으로 해석하고 있다.

이와 같이 마음챙김을 통해 자신의 내면에서 일어나는 정신적인 활동들, 예를 들어, 생각이나 감정이 일어났을 때, 집중력이 작동하여 이를 자각하며, 이를 편견없이 있는 그대로 알아차릴 수 있는 수용능력을 통해 지금까지 자신의 부정적 생각이나 감정을 경험하는 것과 색다른 경험을 유도할 수 있다. 예전에는 부정적 감정을 부정적이라고 자각하기 보다는 습관적 형태의 자동적 지각이라고 본다면 이제는 탈자동화(deautomatization)되는 과정이 마음챙김을 통해 발생한다는 것이다(Jeong et al., 2010). 마음챙김의 수준이 낮은 개인은 대체로 자신의 마음 속에서 일어나는 정신적 과정들에 대해 둔감하며, 자동적으로 경험하다 보니, 이를 인식하지 못하는 경우가 많다고 볼 수 있다.

또한 부정적 경험이 일어난다고 해도 주로 마음챙김 능력이 낮은 사람들은 정신적 활동들의 왜곡된 측면을 사실로 간주하거나 동일시하는 경향이 강하기 때문에 감정이 더 고조되거나, 사고의 왜곡이 심화될 수 있다. 이를 수용전념치료(ACT)에서는 인지적 탈융합, 현재 순간의 자각 등으로 설명하고 있다. 즉, 인지적 탈융합이란 왜곡된 생각과 거리를 두고, 자신을 생각과 동일시하지 않으며, 생각은 내 마음에서 일어나는 경험의 일부일 뿐이라고 인식을 확장하여 조망하는 상태이다(Hayer et al., 1999). 이러한 탈동일시(disidentification)는 마음챙김의 작용기제에서 상위의 통찰과 관련된 요소라고 할 수 있다. 이는 자신의 생각과 감정은 자신의 전체가 아니라, 단지 어떤 맥락에서 형성된 정신현상의 일부로 자각하는 과정을 말한다. Hayes et al.(1999)는 이를 개념화된 자기 혹은 관찰하는 자기로 설명하고 있다.

이러한 맥락에서 볼 때, 마음챙김 능력이 낮은 사람들은 상황이나 자극의 부정적 측면에 주의를 기울이기 쉽고, 자동적으로 수치심과 같은 부정적 감정으로 이어질 가능성이 더 높다고 예상된다. 실제로 관련 연구들에서 마음챙김은 주관적 스트레스, 고질적인 신체 통증, 만성 신체 질환, 우울 및 불안의 정신 질환과 부적 상관 관계를 보이고, 면역기능, 삶의 질, 주관적 안녕감과는 유의한 정적 상관 관계가 있음이 나타났다(Piet et al., 2011; Eberth et al., 2012; Piet et al., 2012).

한편, 수치심의 감소 또는 치유를 위해 제안되는 요소가 자기자비이다. 자기자비란 건강한 형태의 자기 수용으로, 고통스러운 상황에서 자기비난을 하는 대신 온화한 태도로 자신을 돌보는 것을 의미한다(Neff, 2003). 자비란 모든 존재가 행복하고 평안해지기를 바라는 자애의 마음인 ‘자(慈, metta)’와 타인의 괴로움에 공감하며 고통으로부터 자유롭기를 바라는 연민의 마음인 ‘비(悲, karana)’가 결합된 말이다(Cho HJ, 2014). 이러한 연민심을 기르기 위해서는 우선 자신의 내면을 알아차리고 돌보는 능력이 바탕이 되야 하는데(Germer et al., 2013), 이는 마음챙김과 관련된다. 또한 고통스럽거나 좌절되는 상황에서도 비난하지 않고 자신을 친절하게 대하며, 이러한 고통은 모든 사람이 경험하는 보편성을 가진 것으로 받아들인다(Neff, 2003).

최근 들어 많은 연구가 이루어지고 있는 자기자비는 자아존중감과 비교되어 연구되기도 한다(Neff, 2003). 자아존중감이 평가상황 내지는 성공에 대한 경험을 바탕으로 이루어지는 조건적인 자기개념인 반면, 자기자비는 성공과 실패라는 상황과 관련없이, 모든 상황에서 자신의 경험을 비판단적으로 친절하게 수용하는 측면이 대조를 이룬다. 이처럼 심리치료 및 상담 분야에서 수치심의 완화에 자기자비는 마음챙김과 더불어 중요한 치료 요인으로 부각되고 있다. Yu JM(2018)는 자기자비와 관련된 글쓰기 과정을 경험한 실험집단의 경우 통제집단에 비해 수치심 완화에 유의미한 효과가 있음을 밝혔다. Oh SM(2018)의 연구에서 폭식행동을 하는 사람들을 대상으로 마음챙김 명상훈련과 자기자비 명상을 실시하였다. 그 결과, 마음챙김명상 집단에서 폭식 경향성의 감소와 더불어 수치심의 감소가 통계적으로 유의하게 나타났다. 자기자비 집단의 경우에는 통계적으로 유의하지 않지만 수치심의 감소 경향이 나타나, 마음챙김과 자기자비가 수치심 및 부정정서의 감소에 영향을 주는 것을 시사한다. 이와 같이 수치심에 영향을 미치는 변인으로서 마음챙김과 자기자비의 역할에 대해 본 연구에서 살펴보고자 한다.

수치심과 관련하여 밀접하게 연구되는 변인으로 자기비난이 있다. 자기비난은 수치심과 무가치함을 동반하는 자신에 대한 처벌적인 평가이다(Powers et al., 2004). Blatt et al.(1992)은 자기비난을 하는 사람은 자신에 대해 비판적이고 불만족감이 높으며, 다른 사람의 비판과 거부에 대한 염려로 우울을 경험하기 쉽다고 한다. Greenberg (2002)는 실패 혹은 상실의 위협 상황 속에서 자기비난적 사고를 보고하는 경우, 수치심이라는 부정적 정서 경험으로 이어질 수 있다고 주장했다. Choi SJ(2019)의 연구에서도 내현적 자기애에서 사회불안에 미치는 영향에서 자기비난과 내면화된 수치심의 순차적 매개효과를 검증하였다. 이때 내현적 자기애에서 자기비난과 수치심에 각각 직접 영향을 미치며, 자기비난이 수치심에 직접적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 자기비난이라는 부정적 사고는 수치심이라는 부정 정서에 선행하여 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

Kwon LJ(2010)은 완벽주의와 우울간의 관계에서 마음챙김과 자기비난의 순차적 매개모형을 검증하였다. 이때 마음챙김이 자기비난에 선행하는 매개경로를 구성한 모형으로서 평가염려적 완벽주의가 마음챙김과 자기비난에 각각 직접 영향을 미치며, 마음챙김이 자기비난에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 마음챙김이 자기비난에 선행하여 우울에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 마음챙김의 성향이 낮을수록 자기비난을 많이 하는 것을 알 수 있다. 본 연구에서도 마음챙김이 수치심에 미치는 영향에서 자기비난의 매개효과에 대해 알아보고자 한다.

Lee SM(2018)는 평가염려 완벽주의가 자기비난을 통해 우울에 영향을 미칠 때, 자기비난과 우울의 관계를 자기자비불안이 조절하는 조절된 매개효과를 검증하였다. 자기자비불안이 높은 집단에서 자기비난이 높을수록 우울이 증가하는 것으로 나타났다. 즉, 완벽주의와 자기비난이 우울의 증가로 이어지며, 자기자비불안의 수준이 높을수록 자기비난에 의한 우울의 증가폭이 커짐으로 알 수 있다. 이는 자기자비가 우울, 불안을 낮추는데 효과가 있을 뿐 아니라, 자기비난에 대해서도 조절효과가 유의하다는 것을 확인하는 것이다.

이러한 선행연구 결과에 근거하여, 본 연구에서도 자기비난이 수치심에 미치는 영향에서 자기자비의 수준에 따라 조절효과를 보일 것으로 예상되며, 즉 자기자비의 성향이 높을수록 자기비난이 수치심에 미치는 영향력이 감소할 것이다. 특히 마음챙김이 자기비난을 거쳐 수치심에 미치는 영향에서 자기자비가 조절된 매개효과를 보일 것으로 예상하는데, 마음챙김과 수치심의 관계에서 자기비난의 매개효과는 자기자비 수준에 따라 유의하게 달라질 것으로 예상된다(Fig. 1).

Fig. 1. Moderated mediating model of mindfulness, self-blame, shame, and self-compassion.
연구방법

1. 연구 고안 방법

본 연구는 대학생을 대상으로 마음챙김과 자기비난, 자기자비 및 수치심 간의 관계를 알아보기 위한 연구이다.

2. 연구 대상 선택

연구대상자는 4년제 대학교에 재학 중인 전체 330명의 대학생이었다. 이 중 빠뜨린 내용이 많거나 응답이 한쪽으로만 되어 있는 등의 자료를 제외하고 총 318개의 자료를 선택하였다. 남성은 96명(30%)이고, 여성은 222명(69%)이며, 평균연령은 22.16세(SD=2.08)이고 범위는 19세에서 28세였다.

3. 도구

1) 마음챙김(Mindfulness Scale: MS)

Park SH(2006)이 개발한 척도이며, 하위요인으로는 ‘주의집중, 비판단적 수용, 현재자각, 탈중심적 주의’의 4요인이며, 전체 20문항으로 5점 리커트 척도로 구성되어 있다. 모든 문항이 마음챙김과 반대되는 내용으로 제시되어 있어 역채점한 후 합산 점수가 높을수록 마음챙김 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 내적 합치도는 .90으로 나타났다.

2) 자기비난(Depressive Experience Questionnaire: DEQ)

본 연구에서는 자기비난을 측정하기 위해 Blatt et al. (1976)이 개발하고 Cho JI(1996)이 번안하고 타당화한 우울경험질문지(Depressive experiences questionnaire: DEQ)를 사용하였다. DEQ는 의존성 22문항, 자기비난 22문항, 효능감 22문항으로 총 66문항이다. 본 연구에서는 자기비난 하위요인 문항들만을 사용하였다. 자기비난 척도는 삶에 대한 불만족감, 공허감, 무력감 의 정도를 측정한다. 7점 리커트 척도이며, 점수가 높을수록 자기비난의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 내적합치도는 .93으로 높은 편이였다.

3) 자기자비(The Self-Compassion Scale: SCS)

본 연구에서는 자기자비를 측정하기 위해 Neff(2003)가 개발한 자기자비 척도를 Kim KY et al.(2008)이 번안한 한국판 자기자비 척도(K-SCS)를 사용하였다. 이 척도의 하위요인으로는 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김으로 구성되어 있다. 전체 26문항이고 리커트 5점 척도이며, 척도의 점수가 높을수록 고통이나 실패를 인간의 보편적인 특성으로 여기며 이를 자비롭게 대하는 태도가 높다고 볼 수 있다. 본 연구에서 전체 내적 합치도는 .89였다.

4) 수치심(State Shame and Guilt Scale, SSGS)

수치심을 측정하기 위해 Marschall et al.(1994)가 개발한 상태 수치심 및 죄책감 척도(State shame and guilt scale, SSGS)를 Yoo JM(2018)가 수치심 하위요인만을 번안하고 타당화한 척도를 사용하였다. 전체 15문항으로 구성되어 있으며 5점 리커트척도로 측정된다. 본 연구에서 내적 합치도는 .94로 나타났다.

4. 연구 방법

1) 연구절차

전라남북도 소재 대학교 4군데에 재학 중인 대학생을 대상으로 연구에 대해 설명한 후 서면으로 연구 참여동의서를 작성하였다. 동의서에 서명한 330명의 대학생들을 대상으로 설문지를 실시하였다. 이들 중 누락된 응답이 많거나, 지나치게 극단치에 편중되어 응답한 자료로 분류된 12부를 제외하고 총 318명의 자료가 최종적으로 분석되었다.

2) 분석 방법

수집된 자료는 SPSS Statistics 22.0과 SPSS Process Macro 프로그램을 사용하여 분석을 실시하였다. 첫째, 연구 대상자들의 일반적 특성을 살펴보기 위해 기술통계 및 상관분석을 실시하였다. 둘째, 자기비난의 매개효과를 검증하기 위해 다중회귀분석을 실시하였으며(Baron et al., 1986), Hayes(2013)의 부트스트래핑 방법으로 간접효과의 유의성을 검증하였다. 셋째, 자기자비의 조절효과를 분석하기 위해 위계적 중다회귀분석을 사용하여 상호작용 효과를 검증하였다(Aiken et al., 1991). 이 때 독립변수와 조절변수의 경우 평균중심화를 이용하였고, 조절변수의 조건값에 따른 단순회귀선의 유의성을 검증하였다. 마지막으로, 조절된 매개모형을 검증하기 위해 Hayes (2013)가 제작한 Macro를 활용하여 자기자비 수준에 따라서 마음챙김이 자기비난을 매개로 수치심에 미치는 영향을 추정하여 매개효과와 조절효과의 결과를 종합하여 분석하였다.

결 과

1. 기술통계

본 연구에서 주요 변인들의 기술통계를 알아보기 위해 평균과 표준편차 및 상관관계를 분석하였다(Table 1). 우선 마음챙김은 자기비난(r=−.47, p<.01), 수치심(r=−.57, p<.01)과 유의한 부적 상관을 보였으며, 이는 마음챙김 성향이 높을수록 자기비난이나 수치심 수준이 낮다는 것을 의미한다. 마음챙김은 자기자비(r=.44, p<.01)와 유의한 정적 상관을 보여, 마음챙김이 높을수록 자기자비도 높았다. 한편, 자기비난은 수치심(r=.68, p<.01)과 유의한 정적상관을, 자기자비(r=−.72, p<.01)와 높은 수준의 부적 상관을 보였다. 그리고 모든 변인들의 왜도와 첨도는 절대값이 1을 초과하지 않아 정규성 가정을 충족하는 것으로 확인되었다(Kline, 2010).

Correlation coefficients, means, standard deviations, skewness, and kurtosis among study variables

Variable 1 2 3 4
1. Mindfulness 1
2. Self-blame −.47* 1
3. Self-compassion .44* −.72* 1
4. Shame −.57* .68* −.58* 1
M 38.44 80.00 81.81 29.89
SD 8.42 23.03 15.29 11.92
Skewness −.47 −.00 −.16 .83
Kurtosis −.70 −.71 −.32 −.10

p<.01.



2. 매개효과 분석

본 연구의 매개효과로서 마음챙김이 자기비난을 거쳐 수치심에 영향을 미치는 결과는 Table 2와 같다. 매개효과 분석 단계에서(Baron et al., 1986), 독립변수를 마음챙김으로, 종속변수를 수치심으로 한 단계1에서 회귀계수는 −.57 (p<.01)이었다. 종속변수를 자기비난으로 한 단계2에서 회귀계수는 −.46 (p<.01)으로 모두 유의하게 나타났다. 독립변수를 마음챙김과 자기비난으로, 종속변수를 수치심으로 한 단계3에서 독립변수의 회귀계수가 −.32 (p<.01), 매개변수의 회귀계수가 .59 (p<.01)로, 마음챙김의 회귀계수가 감소하고, 독립과 매개 변수의 회귀계수가 모두 유의미하므로, 부분 매개효과가 나타났다.

Results of regression analyses testing self-blame as a mediator of mindfulness and shame

Step β t 2 (AdjustedR2)
1 Mindfulness⟶Shame −.57 −12.34* * .32
2 Mindfulness⟶Self-blame −.46 −9.44* * .21
3 Mindfulness⟶Shame −.32 −7.48* * .54
Self-blame .59 12.28* *

p<.001.



자기비난의 매개효과를 SPSS Macro의 부트스트래핑을 통해 재검증해 보았다. 이는 표본의 정규분포를 가정하지 않고 무선표본을 재추출하여 계산하므로, 검증력이 높다고 알려져 있다(Preacher et al., 2007). 매개효과의 크기는 −.354이고, 95%신뢰구간에서 하ㆍ상한값은 각각 −.452, −.260으로 0을 포함하지 않으므로 매개효과가 유의미하다고 할 수 있다(Table 3).

Bootstrapping test of indirect effect of self-blame on the relationship between mindfulness and shame

Variable b SE 95%

LLCI ULCI
Self-blame −.3514 .0485 −.4524 −.2601

LLCI: the lower limit of the 95% confidence interval of the moderate effect, ULCI: the upper limit of the 95% confidence interval of the moderate effect.



3. 조절효과 분석

자기비난이 수치심에 영향을 미치는 관계에서 자기자비의 수준에 따라 수치심에 다른 영향을 미치는지 알아보기 위해 Aiken et al.(1991)가 제안한 방법에 따라 중다회귀분석을 실시하였다. 그 결과, Table 4에서 제시된 바와 같이 자기비난과 자기자비가 수치심에 미치는 영향도 유의하였을 뿐 아니라, 상호작용항도 그 영향이 유의한 것으로 나타났다. 즉 상호작용항의 투입은 .01만큼의 유의미한 R2 변화량을 가져왔다. 이는 자기비난이 수치심에 미치는 영향이 자기자비 수준에 따라 다른 영향을 준다는 것을 의미한다.

Results of regression analyses testing self-compassion as a moderator of self-blame and shame

1step 2step 3step
Self-blame (x) .68** .54** .54**
Self-Compassion (m) −.18** −.17**
x×m −.11*
2 .46 .48 .49
△R2 .02 .01

p<.05, **p<.01.



Aiken et al.(1991)에 따라 조절변수의 어떤 조건에서 상호작용 효과가 나타나는지 알아보기 위해 조절변수의 특정값(−1SD, 평균, +1SD)에서 독립변수가 종속변수에 미치는 영향을 확인하였다. 그 결과, Table 5와 같이 자기비난에서 1SD 낮은 조건, 평균 조건, 1SD 높은 조건에서 모두 유의한 것으로 나타났다. 한편, 자기비난이 낮은 조건보다는 높은 조건일 때, 자기자비가 특히 낮을수록 수치심을 많이 느끼는 것으로 해석할 수 있다(Fig. 2).

Fig. 2. The relation between self-blame and shame and moderation effect of self-compassion.

Verification of simple regression corresponding to self-compassion

b SE 95%

LLCI ULCI
Self-blame -1SD −.372 .057 −.501 −.270
Average −.292 .047 −.396 −.210
+1SD −.212 .045 −.315 −.135


4. 조절된 매개효과 분석

조절된 매개모형은 매개모형과 조절모형이 결합된 모형으로, 앞서 매개효과와 조절효과가 존재하는 것을 검증하였으므로 최종적으로 조절된 매개효과를 분석하였다. Table 6에 제시된 바와 같이, 우선 마음챙김은 자기비난에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며(t=−9.44, p<.01), 자기비난과 자기자비의 상호작용효과도 유의했다(t=−3.33, p<.01). 따라서 매개변수인 자기비난이 종속변수인 수치심에 영향을 미치는 경로에서 조절변수인 자기자비의 수준에 따라 수치심이 변화되고 있음이 확인되었다.

Results of regression analyses testing self-compassion as a moderated mediator

Dependent variable: Self-blame

b SE t
Constant 129.315 5.346 24.186**
Mindfulness −1.282 .135 −9.441**

Dependent variable: Shame

b SE t

Constant 7.531 10.266 .733
Mindfulness −.449 .060 −7.404**
Self-blame .562 .103 5.452**
Self-compassion .248 .111 2.239*
Self-blame×Self-compassion −.004 .001 −3.338**

p<.05, **p<.01.



조절분석에서 조절변인의 평균값 및 평균값 ±1SD 값에서 단순회귀선의 유의성을 확인함으로써 조절효과의 유의성을 검증한 바와 같이, 조절된 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑 방법을 활용해 분석했으며, 그 결과는 다음과 같다. 자기자비값이 작을수록 조건부 간접효과의 값이 커지는 것으로 나타났다(−.21, −.29, −.37). 또한 자기비난 값의 평균 및 평균값 ±1SD 값에서 신뢰구간에 모두 0이 포함되지 않아 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

이러한 결과는 마음챙김이 높을수록 자기비난의 가능성이 약화되며, 자기비난이 높을수록 수치심을 경험할 가능성이 높다는 매개효과를 확인할 수 있었다. 이를 바탕으로 매개효과가 자기자비의 사용이 적을수록 수치심을 크게 느끼며, 반대로 자기자비를 많이 사용할수록 수치심이 낮아진다는 조절된 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.

고 찰

본 연구는 수치심에 대한 치료적 개입으로 이에 영향을 미치는 다양한 심리적 요인들을 확인하고 경로를 탐색하고자 하였다. 구체적으로 마음챙김과 수치심에서 자기비난의 매개효과를 확인하고, 자기비난과 수치심의 관계에서 자기자비의 조절효과를 검증하였다. 또한 이를 통합하여 마음챙김과 수치심의 관계에서 자기비난과 자기자비의 조절된 매개효과를 확인하고자 하였다.

본 연구의 결과와 그에 따른 논의는 다음과 같다. 첫째, 마음챙김은 자기비난과 수치심과 서로 유의한 부적 상관을, 자기자비와 유의한 정적 상관을 보이는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 기존의 선행 연구에서도 낮은 마음챙김이 자기비난이나 수치심의 증가와 관련된다는 점에서 유사하다(Lee KR, 2017). 자기자비는 자기비난과 수치심과 유의한 부적 상관이 나타나 모든 변인간 관계가 모두 높은 관련성이 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 볼 때, 마음챙김과 자기자비가 높을수록 자기비난과 수치심은 낮아진다는 것을 알 수 있다.

둘째, 마음챙김과 수치심의 관계에서 자기비난의 매개효과가 확인되었다. 자기비난은 마음챙김과 수치심의 관계를 부분 매개하였다. 즉 낮은 마음챙김이 자기비난을 증가시켜 수치심을 경험하게 하는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 낮은 마음챙김이 수치심 증가에 직접 영향을 미치기도 하지만, 자기비난 수준을 증가시켜 수치심을 증가시킨다는 것이다. 즉 마음챙김을 높인다면 자기비난을 줄일 수 있으며, 결과적으로 수치심의 감소에도 영향을 줄 수 있음을 의미한다. Oh SM(2019)의 연구에서 마음챙김 명상훈련을 통해 마음챙김 능력을 높인 집단의 경우, 통제집단에 비해 내면화된 수치심이 감소하는 경향이 나타난 것은 이와 유사한 결과로 볼 수 있다. 자기비난이 수치심에 미치는 영향과 관련하여 Jeon KE(2015)은 지지적 부모반응이 수치심에 미치는 영향에서 자기비난의 부분 매개효과를 확인하였다. 즉 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모의 반응이 비지지적일수록 자녀의 자기비난수준이 높아지며 수치심 수준도 높아진다고 볼 수 있다. 이러한 결과는 자기비난이 수치심에 직접효과가 유의하다는 점에서 본 연구 결과와 일치한다.

셋째, 자기비난과 수치심의 관계에 대한 자기자비의 조절효과가 유의하였다. 구체적으로 자기비난의 수준이 낮은 경우보다 자기비난의 수준이 높은 집단에서 자기자비가 낮은 경우, 수치심의 증가가 상대적으로 높은 편이었다. 즉 자기자비가 높은 집단의 경우, 자기비난이 높더라도 수치심을 덜 경험하는 것으로 나타났다. 이는 자기비난을 많이 하더라도 자신의 경험에 대해 친절하고 수용적인 태도를 가진 사람일수록 수치심을 덜 느낄 수 있음을 의미한다. 자기자비가 다양한 부정적 정서를 완화한다는 선행연구와 일치하는 결과로 해석할 수 있다(Neff et al., 2005). 청소년을 대상으로 신체수치심과 섭식태도의 관계에서 자기자비가 심리적 완충역할을 하였음을 밝힌 연구(Choi SY, Choi YJ, 2016)에 따르면, 청소년기에 급격한 신체변화로 인해 신체수치심이 높아지더라도 자기자비의 태도가 높을 경우, 섭식관련 장애의 발생을 감소시킬 수 있음을 알 수 있다.

이와 더불어, 마음챙김이 자기비난을 통해 수치심에 영향을 미칠 때 자기비난과 수치심 사이의 관계를 자기자비가 조절하는 조절된 매개효과가 나타났다. 낮은 마음챙김이 자기비난을 매개로 수치심에 미치는 영향은 자기자비의 수준이 감소할수록 증가하였다. 즉, 낮은 수준의 마음챙김과 높은 수준의 자기비난이 수치심의 증가로 이어지며, 자기자비의 수준이 낮을수록, 마음챙김이 자기비난을 거쳐 수치심에 미치는 영향력이 높아지는 결과이다. 이러한 결과는 반대로 자기자비 수준이 높을수록 마음챙김이 매개변인인 자기비난을 통해 수치심에 영향을 미치는 과정에서 완충효과를 보일 수 있다. 따라서 자기자비의 수준에 따라 마음챙김이 자기비난을 거쳐 수치심에 미치는 효과가 조절되는 것이 확인되었다. 이는 자기자비 수준이 높을수록 마음챙김과 수치심 사이에서 자기비난의 매개효과가 더 증가한다는 것을 시사한다. 한편, 자기자비는 마음챙김이 수치심에 미치는 영향이나 마음챙김이 자기비난에 미치는 영향에서 조절효과를 보일 가능성도 있다. 예를 들어 기존 연구에서 마음챙김 명상 훈련은 수치심을 완화시켰으며(Oh SM, 2019), 자기자비 명상 프로그램에 참가한 후, 경계선 성향 여대생들의 자기비난 정도가 감소되었다(Lee KR, 2017).

수치심이라는 부정 정서의 완화를 위해서 마음챙김과 자기자비의 증진이 중요할 수 있음을 시사한다. Park SR, Lee HJ(2015)는 자기자비를 증진 프로그램이 심리적 건강개선에 미치는 효과성을 검증하였다. 자기자비를 함양하는 프로그램에 참여한 집단은 통제집단에 비해 우울, 경계선 성향, 삶의 만족도가 유의하게 변화되었고, 변화가 1개월 후까지 유지되어 치료적 효과성이 입증된 바 있다. 특히 자기비판적인 성향을 가진 사람일수록 마음챙김과 자기자비 증진 프로그램의 효과가 통제집단보다 크다는 점을 감안할 때(Kang JY, Jang JH, 2017), 이러한 특성들이 자기비난이나 비판에 따른 부정적 정서 감소에 유의한 영향을 줄 것으로 보인다. 특히 스스로를 안정시키는 안전체계(soothing safety system)을 활성화시킴으로써 자기자비는 친절, 안심, 온정의 감정을 불러일으키도록 돕는다는 점이 주목할 만한다(Gilbert, 2010). 이처럼 부정적인 피드백과 가혹한 자기비난보다는 마음챙김을 통해 스스로를 거리를 두고 객관화시키면서도 친절하고 온화한 태도를 유지시키는 자기자비적 태도가 부정적 정서나 사고를 완화시킨다고 볼 수 있다.

본 연구의 의의와 한계는 다음과 같다. 첫째, 대학생을 대상으로 마음챙김이 자기비난, 수치심과 같은 부정적 정서에 미치는 영향을 알아보았으며, 이러한 경로에서 자기자비의 보호 또는 완충역할을 알아봄으로써 마음챙김과 자기자비가 부정 정서에 미치는 과정에 대한 이해를 확장할 수 있었다. 또한 최근 자기자비의 중요성이 강조되면서 이에 대한 연구가 증가되는 경향에서 이에 대한 함의를 제공할 수 있었다. 다만, 본 연구에서는 자기자비의 하위요인을 분석하지 않아서, 자기자비를 좀 더 세분해서 살펴보는 것이 필요해 보인다. 이를 통해 자기자비의 어떤 요인이 좀 더 다른 요인들과 차별화가 되며, 핵심이 되는지를 밝힐 수 있을 것으로 생각된다. 둘째, 본 연구에서는 마음챙김과 자기자비, 자기비난, 수치심과 같은 요인들을 질문지를 통해서 측정하였을 뿐, 직접적인 프로그램의 처치나 시행은 이루어지지 않았다. 따라서 후속연구를 수행함에 있어서 마음챙김이나 자기자비의 프로그램의 개발이 필요해 보인다. 또한 본 연구에 참여한 응답자의 성비에 있어서 여성(69%)이 남성(30%)에 비해 두 배 이상 많은 수를 차지하고 있어서 성별에 대한 효과가 있을 가능성이 있으므로 결과를 해석할 때 이러한 점을 감안 해야겠다. 이와 더불어 이들 개념들이 아직도 다양한 개념화로 제시되고 합의가 이루어지지 않은 면들을 고려해 볼 때, 지속적으로 이러한 노력들이 필요해 보인다.

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March 2020, 28 (1)

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