서론

임신은 여성의 일생에 있어 가장 중요한 생활사건 중 하나로, 이 시기의 여성은 심신 양면으로 많은 도전을 경험하게 된다(Homes et al., 1967; Mercer et al., 2006). 특히, 자신이 어머니가 된다는 사실을 받아들이고, 그에 따라 태아에게 필요한 적절한 건강행동을 하는 것은 중요한 과업 중 하나이다(Cranley, 1981; Grace, 1989; Muller, 1993). 이러한 건강행동에는 필요한 영양분을 섭취하고, 정해진 시기에 산전 진료를 받으며, 흡연이나 음주 같은 임신 중 금기 행위를 하지 않는 등의 요소들이 포함된다(Lee MR, 1985). 이러한 것들은 조산, 저체중아 출산, 장애 및 기형아 출산, 태아사망 등의 임신 중 부정적 결과와 긴밀히 연결되어 있으므로 임부가 이를 지키려는 노력이 요구된다(Chaudhuri, 2000; Lampl et al., 2003; Wu et al., 2004).

임부가 이러한 복합적인 행위를 올바르게 수행하기 위해서는 태아애착을 형성하는 것이 중요하다. 태아애착은 임부가 태아와 느끼는 애정적인 관계로 정의되며(Condon, 1993), 구체적으로 태아를 하나의 독립된 개체로 인정하고 자신의 임신 상태를 수용하며, 아이와 정서적인 유대감을 형성하는 등의 행위로 개념화될 수 있다(Cranley, 1981; Condon, 1985). 특히, 여성이 태아애착을 형성하여 어머니의 역할을 수용하고, 태아와 유대감을 느끼는 것은 임신기에 필요한 건강행동을 준수하는데 중요하다(Lindgren, 2001). 태아애착이 부족한 임부는 자신의 임신 상태를 은폐하려는 경향을 보이는데, 이에 따라 임신 중 적절한 건강행위를 하지 않게 된다(Condon, 1993; Lindgren, 2001; Lee KS et al., 2013). 태아애착의 중요성은 임신 중에만 국한되지는 않는다. 태아애착이 높은 임부들은 출산 후 영아와 더 많은 상호작용을 하는 것으로 나타나고 있으며(White et al., 1999; Davoudi, 2014), 이러한 모아 상호작용은 영유아기 발달에 중요한 역할을 한다. 그 예로, 모아 상호작용은 유아가 주변 환경을 더 적극적으로 탐구하도록 만들고, 당면한 문제를 해결하도록 하며, 사회적 발달에도 큰 영향을 미친다(Condon et al., 1997; Siddiqui et al., 2000; Kim JS et al., 2002; Alhusen et al., 2013).

이런 이유로 태아애착에 영향을 미치는 요인에 대한 연구가 지속해서 이루어져 왔다(Malm et al., 2016). 그 중 임부가 느끼는 스트레스는 태아애착에 부정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다(Lindgren, 2001; Hart et al., 2006; Kwon MK et al., 2011; Kang SK et al., 2012). 일정 수준의 스트레스는 어머니라는 새로운 역할을 이행하는데서 발생하는 자연스러운 반응이지만(Selye, 1956), 과도할 경우 태아와의 애착이나 신생아기, 영아기 발달까지 영향을 미친다(Selye, 1956; Kwon JH, 1996; Kim JW et al., 2004; Kwon MK et al., 2011; Kang SK et al., 2012). 산전에 정신적으로 건강하지 못한 임부는 임신 상태 및 태아에 대하여 부정적인 느낌이 드는데(Figueiredo et al., 2009), 이러한 정신적인 문제는 더 나아가 임신 중 부적절한 행위 자체에도 직접적인 영향을 주는 것으로 나타나고 있으며, 태아의 체중 및 성장 지연아 출산과도 관련이 있다(Hoffman et al., 2000; Diego et al., 2009; Field, 2011; Kwon MK et al., 2011; Dunkel et al., 2012). 따라서 이러한 심리적인 문제들을 잘 다루는 것이 중요할 것이다.

마음챙김(mindfulness)과 자기연민(self-compassion)은 스트레스를 감소시키는데 효과적이라고 알려져 있다. Brown et al.(2003)에 따르면 마음챙김은 현재 순간의 경험에 대하여 비판단적인 주의를 두면서 알아차리는 것으로, 이러한 알아차림은 조절 행동을 하도록 하여 문제를 일으키는 자동적인 생각이나 행동의 패턴을 감소시킨다. 경험적 연구에서 마음챙김은 정서적인 조절력을 강화하고(Arch et al., 2006), 대처력을 증진하는 것을 통해 스트레스를 감소시키며(Palmer et al., 2009), 더 나아가 주관적인 안녕감과 삶의 질을 향상하는 것으로 나타나고 있다(Brown et al., 2003; Nyklíček et al., 2008). Vieten et al.(2008)은 임부를 대상으로 마음챙김에 기반을 둔 중재를 시행하였다. 8주간의 중재 후 연구집단은 무처치 통제 집단에 비해 불안 및 부정적인 정서가 유의미하게 감소하는 등의 심리적인 효과를 나타내었다. 국내에서도 An YG et al.(2011)가 한국형 마음챙김에 기반을 둔 스트레스 감소 프로그램을 시행한 결과 임신 중의 우울, 불안, 부정 정서 등이 통제 집단보다 더 크게 개선됨을 보였다. 기타 임산부 대상 마음챙김 중재연구에서도 프로그램 이후 스트레스가 완화되는 결과를 보였으며(Beddoe et al., 2009; Dunn et al., 2012; Carroll, 2014; Simonian, 2015), 특히 심박 변이도가 개선되는 등 생리적인 효과 또한 유의미하였다(Muthukrishnan et al., 2016). 따라서 마음챙김이 임부의 스트레스와 기타 정신적인 문제들을 완화하는데 효과적인 기제라는 것을 알 수 있다.

한편 자기연민은 Neff(2003)에 의해 제안된 개념으로 고통스러운 상황에서 자신을 비판하기 보다는 친절하게 이해하고, 자신의 경험을 보편적인 인간 조건의 일부로 받아들이며, 괴로운 생각이나 감정들과 동일시하지 않고, 균형 잡힌 알아차림을 하는 다차원적 개념으로 간주한다. 어떠한 경험이든 비판 없이 관찰하고 수용하는 마음챙김과는 달리 자기연민은 괴로운 상황을 전제로 하고 있으며 균형잡힌 알아차림을 강조하기는 하지만 스스로에 대한 친절한 태도 및 관점이 포함되어 있다는 점에서 차별화되는 개념이다. 자기연민 또한 정신건강을 개선하는데 효과적인 것으로 나타나고 있다. Neff et al.(2011)은 마음챙김에 기반을 둔 자기연민(mindful self-compassion) 프로그램을 개발하여 성인들을 대상으로 실시한 결과 참여자들은 통제 집단에 비해 스트레스, 우울 불안은 감소하였으며, 행복은 증가하였다. 기타 변인연구에서도 자기연민이 낮을 경우 스트레스, 우울, 스트레스 대처 전략 등이 악화하는 것으로 나타나고 있다(Neff et al., 2007; Yu YH et al., 2010; Cho HJ et al., 2011; Park JS, 2014). 이러한 선행연구 결과들을 통해 자기연민이 높은 임부들이 임신기 스트레스에 효과적으로 대응할 것이라고 예상할 수 있다.

선행 연구에 따르면 임부가 스트레스, 우울, 불안과 같은 심리적 어려움을 더 많이 겪을수록 태아애착이 낮은 것으로 나타나고 있으므로 마음챙김과 자기연민은 이를 완화하여 태아애착을 향상할 수 있을 것이라 기대할 수 있다. 그러나 해당 관계를 살펴본 연구는 많지 않다. Cohen(2010)은 마음챙김과 자기연민이 태아애착을 통해 산후 모아애착에 영향을 주는 매개 모형을 검증하고, 더하여 산후 우울과 불안의 매개 효과를 살펴본 바 있다. 이 연구에서 마음챙김과 자기연민은 태아애착에 직접적인 영향력을 행사하는 것으로 나타났으며 산전 태아애착은 산후 모아애착에 유의미한 영향력을 행사하였다. Mohamadirizi et al.(2016)의 산전 임부대상의 횡단적 연구에서도 자기연민은 태아애착을 유의미하게 예측하였다. 더하여 자기연민의 각각의 하위요인들은 태아애착과 유의미한 상관을 보였다. 이러한 결과에 따르면 마음챙김과 자기연민은 각각 태아애착을 직접 설명하는 것으로 보인다. 그러나 개념적으로 해당 변인 간의 관계를 따져볼 필요가 있다고 생각된다.

마음챙김은 현재 순간의 경험에 대한 주의와 수용적인 알아차림으로 감각과 생각, 정서를 편견이나 판단 없이 관찰하는 과정에서 부적응적인 자동적인 해석이나 판단을 방지하는 것으로, 특정한 감정이나 생각을 배양하는 기술은 아니다(Brown et al., 2003). 본 연구에서 태아애착은 임부가 태아에 대하여 가지는 애정 어린 관계로 정의되고 있는 바, 태아에 대한 비판단적인 관찰에는 도움이 될 수 있으나 정서적인 상태를 직접 향상한다고 보기는 어려울 것이다. 한편 Neff(2003)의 자기연민은 괴로운 경험에 대한 친절한 태도와 고통의 보편성에 대한 통찰, 균형 잡힌 관찰을 특징으로 한다. 이에 따르면 자기연민은 개인적 문제를 다루는 것과 관련된 개념이라고 볼 수 있으며, 그 일차적인 기능은 심리적 괴로움을 완화하는 것이다. 따라서 자기연민 본연의 기능과 태아애착에 영향을 주는 선행 요인인 정신건강과의 관계를 고려해보았을 때, 마음챙김과 마찬가지로 매개과정을 거치는 것이 더 타당한 것으로 여겨진다. 이에 대한 근거로 앞서 언급한 Mohamadirizi et al.(2016)의 연구에서도 자기연민이 태아애착에 미치는 영향력의 기제로 자기연민의 정신건강 개선효과를 논하고 있다. 그러나 산전 임부들을 대상으로 이러한 관계를 직접 검증한 연구는 아직 없다.

그동안 국내외의 많은 연구들이 임부의 정신 건강이 태아애착에 미치는 영향력에 대하여 조사해왔으나(Van Bussel, 2009; Kwon MK et al., 2011; Kang SK et al., 2012), 이러한 요인을 개선하는 선행요인을 고려한 구조적 관계를 살펴본 바는 적다. 앞서 연구된 Cohen(2010)의 연구에서 이와 유사한 모형을 검증하기는 하였으나, 모형에서 검증한 우울과 불안이 산후 시점에서 느낀 것이었다는 점에서 임신기 동안의 심리적 과정을 설명하기에는 한계가 있다. 또한 Mohamadirizi et al.(2016)가 언급하였던 자기연민이 정신건강을 개선하는 것을 통해 태아애착을 향상하는 과정을 직접 검증해볼 필요도 있을 것으로 여겨진다. 한편 이러한 연구들이 모두 외국인을 대상으로 하고 있다는 점에서 국내 임부들을 대상으로도 이러한 관계를 살펴볼 필요가 있을 것이다. 따라서 본 연구에서는 임부들의 마음챙김과 자기연민이 스트레스를 완화하는 것을 통해 태아애착을 개선할 수 있으리라고 가정하였다. 이를 검증하기 위해 본 연구에서는 마음챙김, 자기연민과 태아애착 간의 관계를 지각된 스트레스가 완전매개하는 연구모형(Fig. 1)과 선행 연구처럼 각각의 외생변수에서 태아애착으로 가는 직접경로가 있는 경쟁모형(Fig. 2)을 설정하였다. 이를 통해 검증하고자 하는 연구문제는 다음과 같다. 임부의 마음챙김, 자기연민, 지각된 스트레스 및 태아애착의 구조적 관계는 어떠한가?

Fig. 1

Research model.

Fig. 2

Competition model.

연구 방법

1. 연구대상

본 연구는 서울, 경기도, 충청북도 소재의 3개 병원과 경기도 소재 2개의 지역보건소 및 광주 소재의 1개 보건소, 그리고 임신 관련 인터넷 카페를 이용하는 임부들을 대상으로 실시되었다. 자료 수집 기간은 2017년 9월 1일부터 9월 30일까지였으며, 병원과 보건소의 경우 해당 기관 종사자의 협조를 얻어 설문지를 배포 및 수거하였다. 인터넷 카페 이용자의 경우 연구 홍보 게시글에 구글 설문 링크를 첨부하여 수집하였다. 이 과정에서 모인 총 251개의 데이터를 최종분석에 활용하였다.

2. 연구도구

1) 마음챙김

참여자의 마음챙김을 측정하기 위하여 Park SH(2006)이 개발하여 타당화한 총 20문항의 마음챙김 척도를 사용하였다. 이 척도는‘주의집중’, ‘현재자각’, ‘비판단적 수용’, ‘탈중심적 주의’의 4개 하위척도로 구성되어 마음챙김의 다차원적인 측면을 측정할 수 있게 되어있다. 본 척도의 개발 당시 내적 합치도는 0.88이었으며, 본 연구에서는 0.95로 나타났다.

2) 자기연민

자기연민은 Neff(2003)가 개발한 자기-자비 척도(Self- Compassion Scale)를 Kim KE et al.(2008)가 한국어판으로 타당화한 한국판 자기-자비 척도(The Korean Version of Self-Compassion Scale: KSCS) 중에서 Raes et al. (2011)의 단축형 자기-자비 척도(Self-Compassion Scale)에 해당하는 12문항만을 사용하여 측정하였다. 그 이유는 단축판 자기연민 척도의 내적 합치도(0.87)가 전체 문항을 사용한 척도(0.90)에 비해 크게 손상되지 않기에, 짧은 진료 대기 시간 동안 설문에 응답해야 하는 상황에 더 부합한다고 판단하였기 때문이다. 이 척도는‘자기친절’, ‘자기비판’, ‘보편적 인간성’, ‘고립’, ‘마음챙김’, ‘과잉동일시’의 6개의 하위요인으로 구성되어 있다. 그 중‘자기비판, ‘고립’, ‘과잉동일시’에 해당하는 문항은 역산하여 각각‘자기친절’, ‘보편적 인간성’, ‘마음챙김’에 합산하여 총 3요인으로 계산하였다. 하위 요인 중 마음챙김은 Park SH(2006)의 마음챙김 척도와 이름은 동일하나 마음챙김의 다차원적 구성 요소 중 탈동일시에 해당하는 일부 요인만 측정하는 것이다. 본 연구에서 자기연민 총점의 내적 합치도는 0.89였다.

3) 지각된 스트레스 척도

지각된 스트레스는 Levensein et al.(1993)이 주관적 스트레스를 측정하기 위해 개발한 척도를 Lee PS et al.(1996)이 번안한 척도를 사용했다. 이 척도는 총 30문항이며, 1주일간의 스트레스 사건을 생각하면서 그에 대해 느끼는 상태를 측정하게 되어있다. 단일 요인이며 개발 당시 도구의 내적 합치도는 0.96였고, 본 연구에서는 0.96이었다.

4) 태아애착

태아와의 정서적인 애착을 측정하기 위하여 Condon (1993)의 태아애착 척도(Maternal Antenatal Attachment Scale: MAAS)를 Kang SK et al.(2017)이 한국판으로 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 태아를 향한 어머니의 정서적 유대감을 측정하며, ‘애착의 강도’와 ‘애착의 질’의 2요인으로 구성된 총 15문항 척도이다. 5점 리커트식 척도이며 점수가 높을수록 애착이 높은 것을 의미한다. 총 문항의 내적 합치도는 0.82이며, 본 연구에서 내적 합치도는 0.76이었다.

3. 자료분석

자료 분석에는 SPSS 22와 AMOS 21, 그리고 Mplus 7.0을 이용하였다. 분석 절차는 인구 통계학적 특성 분석, 측정치 간 상관, 측정모형의 신뢰도와 타당도, 그리고 구조모형의 적합도 및 간접효과의 유의미성 순으로 진행하였다. 간접효과 분석에 부트스트랩을 사용하기 위해 데이터 수집과정에서 발생한 결측치는 SPSS의 EM 대체법을 사용하여 처리하였다. 본 연구에서는 Anderson et al.(1988)이 제안한 AMOS의 구조 방정식 모형 2단계 검증 절차를 따라 측정 모형 분석과 구조모형 분석을 따로 하였다. 이는 2단계 접근법을 사용할 시 관측변수의 신뢰도가 더 정확히 추정되어 해석상 혼돈을 줄일 수 있다는 장점이 있기 때문이다(Costner et al., 1985; Anderson et al., 1992). 또한 자기-자비 척도 단축판의 문항이 국내 연구에서 활용된 적이 있기는 하지만(Kim WS et al., 2014; Kim WS et al., 2015), 타당화 된 것이 아니므로 측정 모형 검증을 통해 각 하위 문항이 자기-자비를 잘 설명하는지에 대한 근거를 마련할 수 있다고 판단하였다. 모형의 적합성을 판단하기 위해서는 Hong SH(2000)가 제안한 적합도 지수인 χ², CFI, TLI, NFI, RMSEA를 사용하였으며, 각 적합도 지수의 유의성은 동일 저자가 제시한 CFI, TLI, NFI는 0.9이상, RMSEA는 0.8이하인 경우 유의한 것으로 판단하였다. 부트스트랩을 통한 간접 경로 분석 결과는 Bollen et al.(1992)이 제안한 기준에 따라 하한값과 상한값 사이에 0이 없을 시에 통계적으로 유의미한 것으로 판단하였다.

결과

1. 참여자의 인구통계학적 특성

참여자들의 인구 통계학적 특성은 Table 1에 제시되어 있다. 참가자들의 평균 연령은 32.13 (SD=3.70) 이었으며, 30∼35세 미만이 50.2%로 가장 많았다. 참가자의 65.3% 이상이 임신을 계획한 것으로 나타났다. 임신 주 수의 경우 2기(51.0%)와 3기(46.6%)에 해당하는 임부들이 많았다. 본 연구 참여자들은 초산모의 비중이 75.2%로 높은 것으로 나타났으며, 태아를 포함한 자녀수가 2명인 경우가 20.1%로 다음으로 많았다. 학력사항은 참가자 대부분이 대졸이었으며(67.7%), 대학원 이상은 19.1%, 고졸 이하는 12.7%이었다. 월 평균 소득은 300만원 미만이 54.2%로 가장 많았다. 따라서 본 연구는 결과는 대체로 2기와 3기에 해당하는 초산모들의 특성을 많이 반영한다고 볼 수 있겠다.

Table 1

Demographic characteristics of the subjects

Variables	Items	Frequency (people)	Percentage (%)
Age	29 years or younger	59	23.5
	30∼35 years	126	50.2
	Older than 35	66	26.3
Gestation period	1∼12 weeks	6	2.4
	13∼28 weeks	128	51.0
	More than 29 weeks	117	46.6
Planned pregnancy	Planned	164	65.3
	Unplanned	87	34.7
Parity	Primiparity	188	74.9
	Multipara	62	24.7
	No response	1	0.4
The number of child include fetus	One	188	74.9
	Two	41	16.3
	Three	19	7.6
	More than four	2	0.8
	No response	1	0.4
Level of education	High school or less	32	12.7
	College/-community college graduates	170	67.7
	Graduate school or higher	48	19.1
	No response	1	0.4
Avg. monthly income	Under KRW 3 million	136	54.2
	KRW 3 million∼under 4 million	65	25.9
	KRW 4 million∼5 million	31	12.4
	KRW 5 million∼under 6 million	7	2.8
	KRW 6 million or higher	10	4.0
	No response	2	0.8

2. 측정변인 간 상관

본 연구에서 사용한 측정변인들 간의 상관은 모두 선행 연구 결과와 일치하는 방향을 나타내었으며, 그 결과는 Table 2에 제시되어있다. 마음챙김(r=−0.64, p<0.01)과 자기연민(r=−0.62, p<0.01)는 각각 스트레스와 유의미한 부적 상관을 보였다. 또한 스트레스와 태아애착 간의 관계도 부적으로 유의미한 상관관계가 있는 것으로 나타났다(r=−0.35, p<0.01). 한편 마음챙김(r=0.22, p<0.01)과 자기연민(r=0.20, p<0.01)은 스트레스와의 관계보다 상관계수가 작기는 했으나 태아애착과 유의미한 정적 상관이 있었다. 또한 마음챙김과 자기연민 간의 상관은(r=0.58, p<0.01)로 유의미한 정적관계가 있지만 서로 구분되는 개념으로 나타나고 있다.

Table 2

Correlations among variables and descriptive statistics (n=251)

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13
1	1
2	.86**	1
3	.88**	.78**	1
4	.90**	.69**	.73**	1
5	.86**	.58**	.60**	.73**	1
6	.58**	.42**	.43**	.52**	.61**	1
7	.53**	.42**	.43**	.49**	.50**	.90**	1
8	.54**	.41**	.39**	.47**	.59**	.90**	.74**	1
9	.45**	.29**	.32**	.42**	.52**	.84**	.62**	.63**	1
10	-.64**	-.48**	-.49**	-.59**	-.65**	-.62**	-.57**	-.54**	-.51**	1
11	.22**	.22**	.24**	.19**	.13*	.20**	.23**	.18**	.12	-.35**	1
12	.16*	.19**	.20**	.14*	.06	.14*	.18**	.13*	.07	-.29**	.94**	1
13	.25**	.22**	.23**	.21**	.21**	.25**	.26**	.22**	.17**	-.37**	.80**	.55**	1
̄M	79.9	20.3	21.1	20.6	17.9	40.4	14.1	13.1	13.1	77.2	59.4	33.9	25.5
SD	15.0	3.9	3.9	4.2	5.1	7.4	2.9	2.9	2.6	22.5	6.2	4.5	2.5

1. Mindfulness (M.F), 2. Concentration (C.T), 3. Present awareness (P.A), 4. Non-judgemental acceptance (N.J), 5. Decentered attention (D.A), 6. Self-Compassion (S.C), 7. Self-Kindness (S.K), 8. Mindfulness (S-M.F), 9. Common humanity (C.H), 10. Perceived Stress (P.S), 11. Maternal fetal attachment (M.F.A), 12. Attachment Intensity (A.I), 13. Attachment Quality (A.Q).

*p<.05,

**p<.01.

3. 측정모형의 신뢰도와 타당도 검증

본격적인 구조모형의 적합성을 알아보기에 앞서 본 모형에서 사용한 측정치들이 잠재변인을 신뢰할 수 있고 타당하게 설명하는지를 확인하기 위하여 측정모형 검증을 하였다. 측정 모형의 모형적합도는 χ²=167.608 (df=71, p<0.001), RMSEA=0.074, CFI=0.967, NFI=0.944, TLI=0.957로 양호한 것으로 판단할 수 있다.

다음으로 Table 3에 Fornell et al.(1981)와 Fornell et al.(1982)이 제안한 방법에 따른 측정변인들의 신뢰도와 타당도를 제시하였다. 측정모형의 신뢰도 판단 기준은 1) 측정변인의 표준화된 요인부하량(λ)의 제곱이 0.5이상, 2) 구성개념 신뢰도(Ronstruct reliabiliy)가 0.7이상, 3) 추출된 분산평균(Average variance extracted: AVE)이 0.5이상이어야 한다. 타당도 판단 기준의 경우 1) 요인부하량(λ)가 통계적으로 유의미 해야하고, 2) 요인부하량(λ)가 0.7이, 3)AVE가 잠재요인의 상관계수의 제곱보다 커야한다.

Table 3

Factor loading, reliability, and validity of the measurement model

Latent variable	Measurement variable	Standardized coefficient (squared)	AVE	C.R.	Correlation coefficient (squared)
M.F (A)	C.T	0.808*** (0.653)	.690	.899	A*B=0.638 (0.407)
	P.A	0.834*** (0.696)			A*C=-0.663 (0.440)
	N.J	0.884*** (0.781)			A*D=0.298 (0.089)
	D.A	0.793*** (0.629)			B*C=-0.674 (0.454)
S.C (B)	S.K	0.860*** (0.740)	.672	.859	B*D=0.303 (0.092)
	S-M.F	0.856*** (0.733)			C*D=-0.447 (0.200)
	C.H	0.737*** (0.543)
P.S (C)	P.S1	0.924*** (0.854)	.841	.964
	P.S2	0.923*** (0.852)
	P.S3	0.903*** (0.815)
	P.S4	0.897*** (0.805)
	P.S5	0.938*** (0.880)
M.F.A (D)	A.Q	0.844*** (0.712)	.571	.724
	A.I	0.655*** (0.429)

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

***p<.001.

결과표를 살펴보면 잠재변인인 태아애착을 설명하는 애착 강도(λ=0.673, λ²=0.453)를 제외하면 모든 통계수치가 기준에 부합하는 것으로 나타났다. 해당 측정 변인이 Fornell et al.(1982)이 권장하는 기준에 약간 미달하기는 하였으나 이는 신뢰도를 판단하기 위한 절대적인 기준은 아니며, Bagozzi et al.(1988)가 제시한 λ가 0.5 이상, λ²가 0.95 이하의 기준에는 부합하는 수치이다. 따라서 크게 무리가 되는 수준은 아니라고 판단하여 다음 단계 검증을 진행하였다.

4. 구조모형의 적합성 검증

연구모형과 경쟁모형의 적합도는 Table 4에 제시되어 있다. 앞서 제시한 기준에 따르면 연구모형과 경쟁 모형은 모두 양호한 적합도를 보였다. 상대적으로 우수한 모형을 선택하기 위해 포함관계에 있는 두 모형의 카이스퀘어 값을 비교하였다. 경쟁모형은 자유도를 2 손실한 것에 비해 카이스퀘어 값이 유의미하게 개선되지 않았으므로 연구 모형이 더 적합한 모형인 것으로 판단할 수 있다. (Δχ²=0.002, Δdf=2, p=0.999) 연구모형에서 내생변수를 설명하는 외생변수의 요인부하량은 Fig. 3에 표시된 대로 모두 유의미하였다. 다음으로, 마음챙김과 자기연민이 태아애착으로 가는 간접 경로의 유의미성을 검증하기 위하여 부트스트랩을 실시하였다. 부트스트랩 실시 결과는 Table 5에 제시하였다. 결과는 마음챙김에서 태아애착으로 가는 간접경로(b=0.165, BCI 95: 0.084∼0.272)와 자기연민에서 태아애착으로 가는 간접경로(b=0.222, BCI 95: 0.116∼0.371)가 모두 유의미한 것으로 나타났다.

Table 4

Goodness-of-fit of the research model and competition model

Model	χ2	df	CFI	NFI	TLI	RMSEA
Research Model	167.609***	73	.967	.944	.959	.072
Competition Model	167.607***	71	.967	.944	.957	.074

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

***p<.001.

Fig. 3

Path coefficient of research model (Standardized factor loading).

Table 5

Test results of the mediating effect model (unstandardized coefficients)

Criterion variable	Prediction variable	Total effect	Direct effect	Indirect effect	Dndirect effect’s bootstrap CI
					Lower95%	Upper95%
P.S	M.F	-0.559	-0.559**
P.S	S.C	-0.749	-0.749**
M.F.A	P.S	-0.296	-0.296**
M.F.A	M.F	0.165		0.165	0.084	0.272
	S.C	0.222		0.222	0.116	0.371

*p<.05,

**p<.01.

고찰

본 연구는 국내 임부들을 대상으로 마음챙김과 자기연민이 스트레스를 완화하는 것을 통해 태아애착을 증진하는지를 알아보기 위하여 진행되었다. 이를 위해 구조방정식 분석을 통해 매개모형 검증을 하였으며, 연구 결과는 예상과 일치하는 방향을 보여주었다. 본 연구에서 도출된 결과의 함의를 차례로 논하면 다음과 같다.

첫째, 마음챙김은 스트레스를 감소시키는 것을 통해 태아애착을 향상하는 것으로 나타났으며, 태아애착으로 가는 직접경로는 유의미하지 않았다. 임신기는 자신의 신체와 역할, 관계의 변화에서 오는 복합적인 스트레스원이 작용하는 시기로 (Van Bussel et al., 2009; Ahn MH, 2016; Kim SY et al., 2016), 마음챙김이 임부의 스트레스를 완화한다는 결과는 기존에 임부 대상 마음챙김 중재법들이 정신건강 완화에 도움을 준다는 것과 일치하는 것이다(Beddoe et al., 2009; An YG et al., 2011; Dimidjian et al., 2016; Felder et al., 2017). 또 한편 본 연구 결과에서 임부의 지각된 스트레스가 높을수록 태아애착에 좋지 않은 영향을 준다는 기존의 연구결과를 재확인할 수 있었다(Kwon MK et al., 2011). 최종적으로 마음챙김이 지각된 스트레스를 감소시켜 태아애착에 까지 영향을 미치는 경로가 유의미 하였다. 그간 마음챙김 연구는 임부의 스트레스 및 정신 건강을 개선하는 것에 초점을 맞추었으며, 마음챙김이 임신기에 중요한 과업인 태아애착에 미치는 효과에 대한 관심은 상대적으로 적었다. 본 연구결과는 마음챙김을 통한 중재가 임부의 정신 건강을 개선할 뿐만 아니라 태아와 건강한 관계를 형성하는데도 도움이 될 것이라는 주장의 근거가 될 수 있다. 마음챙김 기반의 다양한 중재가 국내외에서 행해지고 있는데, John Kabat- Zinn(1990)의 MBSR, Chang HK et al. (2007)이 제안한 K-MBSR 등이 대표적이다. 마음챙김은 요가와 함께 진행되는 경우도 많은데, 외국의 경우 마음챙김 요가가 임부에게 미치는 영향력에 대한 몇몇 연구들이 진행된 바 있고(Faucher, 2013; Williams, 2015), 어느 정도의 성과를 거두고 있는 것으로 보인다. 한국은 태교문화가 익숙할 뿐만 아니라, 순산을 위해 요가 수련에 참여하는 임부들이 많으므로, 마음챙김 기반 중재가 응용될 수 있는 여건이 마련되어 있는 것으로 보인다.

둘째, 자기연민 또한 지각된 스트레스를 감소시키고, 이를 통해 태아애착을 개선하는 것으로 나타났다. 임신 기간 여성은 심리적, 신체적 변화를 경험하며, 산전 관리와 관련된 다양한 과업을 수행해야 하므로 상당한 스트레스를 느끼며, 작은 실수에도 어머니 역할을 제대로 수행하지 못했다는 생각에 자신을 자책할 수 있다(Bowen et al., 2006; Kwon, 2007). 자기연민은 본디 현대인들의 높은 자기비판 성향에 대한 대안으로 등장한 개념으로서(Park DH, 2016), 자신에 대한 비난이나 수치심, 스트레스, 우울과 같은 부정적인 심리적 요인들을 조절하는데 도움이 된다(Neff et al., 2007; Yu YH et al., 2010; Cho HJ et al., 2011; Park JS, 2014). 자기연민의 효과가 임신기 같은 특수한 상황에 처해있는 일반인에게도 적용될 수 있음을 보여준 것은 본 연구의 의의라고 할 수 있다. 한편으로 Neff et al.(2013b)는 자기연민이 타인에 대한 연민으로 확장될 수 있음을 밝힌바 있다. 본 연구에서는 자기연민이 연민적인 정서뿐만 아니라 행복하고 애정적인 관계를 형성하는데도 도움을 준다는 것을 밝혔다는 점에서 친사회적 정서에 대한 이해를 확장하였다. 자기연민은 Neff et al.(2013a)의 마음챙김 자기연민 프로그램, Gilbert(2009)의 연민중심치료 등의 프로그램이 개발되어 있어, 적용이 쉬우며 정서성이 높은 임부들에게 이러한 정서 중심의 접근법은 수용력이 높을 가능성이 크다고 여겨진다.

한편, 마음챙김과 자기연민이 태아애착에 미치는 직접경로는 유의미하지 않았다. 이는 마음챙김이 현재 순간의 경험에 대한 비판단적인 알아차림이며, 자기연민은 자기 자신의 괴로운 경험에 대한 친절한 태도의 측면이라는 점에서 애정적 관계형성에 직접적인 영향력이 없을 것이라는 본 연구모형의 가정과 일치하는 결과이다. 이는 Cohen(2010)이 마음챙김과 자기연민이 태아애착을 직접 예측하는 것으로 설정한 모형에 대한 추가적인 설명을 제공한다. 서론에 밝혔듯 그의 연구에서는 우울과 불안 요인을 가정하기는 하였으나 그 시점이 산후였으며, 산전 우울 및 불안을 검증에 활용하지는 않았다. 따라서 Cohen(2010)의 연구에서 나타난 직접경로가 산전 우울과 불안을 통해 태아애착에 영향을 미쳤을 가능성이 있고, 이러한 가능성이 본 연구결과를 통해 입증되었다고 생각한다. Brown et al.(2012)의 실험에서 마음챙김은 강한 부정적 자극에 대한 반응성을 낮추는 효과가 있었지만, 한편으로 강한 긍정적 자극에 대한 반응성도 감소시키는 것으로 나타났다. 이러한 기제는 마음챙김이 자극에 대한 특정한 정서가를 향상하는 것이 아닌, 정서적 중립성에 더 밀접한 관련성이 있다는 것을 시사한다. 마음챙김이 태아에 대한 사랑에 직접 경로가 없는 것으로 나타난 본 연구 결과는 이러한 마음챙김의 기제가 반영된 것으로 생각할 수 있다. 또한 본 연구에서 나타난 자기연민에서의 완전 매개는 Mohamadirizi et al.(2016)의 연구에서 밝혀진 자기연민과 태아애착의 관계를 좀 더 확장하여, 그가 이론적 배경에서 제시하였던 정신 건강의 매개 효과를 직접 검증하였다. 그러나 자기연민의 대인 관계에서의 역할에 대한 연구는 아직 다소 미비하기에 이러한 결과를 일반적으로 받아들이는 것은 무리가 있다. 자기연민은 교우 관계에서 더 연민적인 목표를 지향하며(Crocker et al., 2008), 더 관계적인 행동을 많이 하도록 이끈다(Neff et al., 2013)는 연구 결과에 비추어 보았을 때 자기연민이 태아애착에 대한 직접 경로가 존재할 가능성을 배제할 수는 없다. 임신기는 다양한 인구통계학적 요인의 영향을 받기에(Yu Mi et al., 2014; Nam SK et al., 2015), 변인 간의 관계가 임신 주수, 임부 연령 등에 따라 다르게 나타날 가능성도 있다. 따라서 앞으로 이러한 관계에 대한 반복적인 검증이 요구된다.

본 연구는 그간 개별적으로 연구되었던, 마음챙김, 자기연민, 지각된 스트레스, 그리고 태아애착을 하나의 모형을 통해 구조적으로 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 또한 마음챙김과 자기연민이 태아애착에 직접적인 영향력을 행사하지는 않지만 그와 관련된 매개 변인들을 강화함으로서 결과적으로 관계를 개선할 수 있다는 가능성을 보여주었다. K-MBSR, MBSR, 연민중심치료, 마음챙김 자기연민 프로그램 등 마음챙김과 자기연민을 향상하는 중재법들은 비약물적이라는 측면에서 특히나 임부군에게 유용한 접근 방법이며, 나아가 일상에서 자율적으로 훈련할 수 있으므로 비용적인 측면에서도 장점이 있는 것으로 생각한다. 따라서 임부가 적절한 태아애착을 형성할 수 있도록 마음챙김과 자기연민을 교육하는 것은 타당하며, 이를 바탕으로 다양한 임부 대상 정신건강 및 애착 교육 중재법들이 촉발되리라 기대한다. 마지막으로 본 연구의 한계점 및 추후 연구를 위한 제언을 하자면 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 출산 전 임부의 심리적 변인 간의 관계를 살펴본 연구였다. 출산 전 임부의 심리 상태는 출산 후 산모의 정신 건강 및 영아의 발달과 관련 있다는 증거들이 다수 보고되고 있다. 따라서 마음챙김과 자기연민의 효과가 산후에도 영향을 미치는 지를 검증하는 종단적 연구가 필요한 것으로 보인다.

둘째, 출산 전 임부의 정신 건강과 태아애착은 산전 관리 행동에 영향을 미치는 것으로 나타나고 있다. 추후연구에서는 마음챙김과 자기연민이 임부의 건강 행동까지 영향을 미칠 수 있는지 확인하기 위해 모형을 확장할 필요가 있을 것이다.

셋째, 연구의 데이터가 주로 경기도와 충청북도 지역에서 수집된 것으로, 국내 임부 전체를 설명하기에는 한계가 있다. 또한, 연구 대상이 주로 2기와 3기의 초산모들이 많았다. 이러한 표본의 특성은 본 연구 결과가 특정한 임부군에 한정될 수 있다는 점에서 설명의 제한을 낳는다. 따라서, 다양한 특성을 가진 임부들의 자료를 수집하여 결과의 보편성을 확보하려는 노력이 필요한 것으로 보인다.

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