The Effect of Mentalization and Mindfulness on the Relationships between Secure Attachment and Borderline Personality Traits

안정 애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김의 매개효과

Abstract

The present study was aimed to verify the mediating effect of mentalization and mindfulness in the relationship between secure attachment and borderline personality traits. To this purpose, a self-reporting survey were conducted to universities and general companies in Seoul and Gyeonggi, so the final 358 data were used for analysis. Questionnaires including attachment type, mentalization, mindfulness and borderline personality traits were administered. A data was analyzed by a descriptive analysis, correlation analysis, and a structural equation model using SPSS and AMOS statistic program. A summary of the research results are as follows. First, in the results of the correlation analysis on the primary factors, secure attachment, mentalization, mindfulness and borderline personality traits had a significant correlation. Second, a dual mediation effect of mentalization and mindfulness was shown in the relationship between attachment and borderline personality traits. An secure attachment effect on the borderline personality traits through mentalization and mindfulness. Lastly, the significance and limitations of this study was discussed, as well as proposals for future research.

본 연구는 안정 애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김의 매개 효과를 검증하기위해 수행되었다. 이를 위해 성인을 대상으로 서울과 경기의 대학 및 일반 회사에 설문을 실시하여 최종 358명의 자료가 분석에 사용되었다. 설문에는 애착 유형 척도, 정신화 척도, 마음챙김 척도, 경계선 성격장애 척도가 포함되었다. 수집된 자료는 SPSS 및 AMOS 통계 프로그램을 활용하여 기술통계 및 상관분석, 구조방정식 모형 분석으로 검증하였고, 주요 연구 결과는 다음과 같다. 첫째, 안정 애착, 정신화, 마음챙김, 경계선 성격특성 간에 유의미한 상관이 나타났다. 둘째, 애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김의 이중매개효과가 나타났다. 즉, 안정 애착은 정신화와 마음챙김을 연속적으로 매개하여 경계선 성격특성에 영향을 미쳤다. 이러한 결과에 기초하여 연구의 의의 및 상담 실제, 후속 연구 방향에 대한 시사점을 논의하였다.

I. 서론

경계선 성격장애는 정서 불안정성과 충동성이 심하고 정체감 혼란과 불안정한 대인관계 및 자해행동과 같은 자기파괴적 행동이 광범위하게 나타나는 정신병리이다[1]. 경계선 성격장애는 임상장면에서의 유병률은 10∼25%이며 일반인구에서의 유병률은 1∼6%로 흔히 진단되는 성격장애 중 하나이다[2]. 실제 임상에서 만나는 경계선 성격특성을 가진 사람들은 정서 기복이 심하고 정서 고통이 강렬해지는 상황에서 폭음, 자해나 자살시도와 같은 자기파괴적 행동을 저지르는 모습을 자주 나타내어 치료에 어려움을 겪게 한다[3]. 따라서 최근에는 성격장애로 진단된 환자집단 뿐만 아니라 성격장애의 경향성을 가진 일반인을 대상으로 연구 필요성이 제기되며, 이들에 대한 예방 개입에 대한 관심이 증가하고 있다[4].

경계선 성격 특성의 원인으로 연구자들이 공통되게 동의하는 것은 열악한 아동기 양육환경이다. 즉, 부모의 비일관적인 양육태도, 양육자와의 불안정 애착, 학대 경험 등이다[5][6]. 유아는 부모의 민감한 반응을 통해 양육자와 안정적 애착을 형성하며 내적 안전기지를 형성하게 된다[7]. 이러한 과정을 통해 안정적인 자기를 형성하고 타인과 안정적인 관계를 맺는 기초를 형성하는 것이다. 이러한 안정 애착은 성인이 되어 타인과 관계를 맺는데 자원이 되나, 불안정 애착을 갖는 성인은 자신과 타인에 대한 부정적 영향을 갖게 된다. 혼란 애착과 같은 불안정애착의 영향이 지속될 때, 아이는 연속적인 발달문제 행동과 정신병리의 위험을 갖는다[8]. 성인 애착과 공존하는 정신병리의 관계가 성인애착면접을 통해 탐구되었는데, 4200명 이상의 참가자들에게서 불안정 애착 유형과 정신병리 진단의 강력한 관계가 드러났다. 정신병리를 갖고 있는 집단에 혼란 애착 비율이 2-3배 높게 나타났으며, 혼란 애착은 경계선 성격장애, 자살경향성, 외상후스트레스장애와 관련되었다[9]. 즉 불안정 애착은 이렇듯 경계선 성격장애 및 정신병리와 관련된다는 것이 입증되었으므로 불안애착과 정신병리의 관계에서 어떤 변인들이 영향을 미치는지 추가로 연구할 필요가 제기된다. 또한 Carlson과 Egeland,Sroufe[10]의 미네소타 연구에서는 유아기 애착이 28세 때 구조화된 면접에서 진단된 경계선 성격장애 증상과 관련이 있었다. 유아기의 혼란 애착(12에서 18개월)은 12세의 주의력 결핍, 정서적 불안정성, 행동적 불안정성, 관계 문제와 같은 경계선 장애의 여러 조짐을 예측하였다. 이는 이후 28세 때 경계선 성격장애와 연결되었다. 선행 연구들에서는 이와 같이 애착과 경계선 성격장애와의 관련성을 보여주지만 그 관계를 매개하는 변인에 대한 연구는 아직 미미하다.

Allen[11]은 불안정 애착이 경계선 성격특성에 영향을 미치는 과정에서 중요한 기제로 정신화 및 마음챙김에 주목하였다. 정신화는 개인이 자신의 소망, 욕구, 느낌, 신념, 이유 등을 기초로 자신이나 타인의 행동에 의미를 두어 해석하는 정신활동을 말한다[12]. 정신화는 양육자와의 애착관계에서 발달하는데, ‘아이의 마음에 염두를 두는’ 양육자의 일관되고 안정적인 반응을 토대로 유아는 자신의 경험에 대한 양육자의 반영적 표상을 내면화하여 건강한 내적 표상을 발전시키게 된다[13]. 그러나 양육자와의 관계에서 불안정 애착을 갖는 경우에는 정신화 발달이 저해되고 낮은 정신화 능력을 갖게 된다. 특히 학대와 같은 두려운 상황에서 아동은 양육자의 마음을 들여다보는 정신화 활동을 차단함으로써 정신화 발달의 기회를 잃게 된다. Meins와 동료들은[14] 유아기의 안정 애착이 이후 정신화 능력에 영향을 미치는 것을 발견하였는데, 특히 6개월의 애착은 이후 4살 때 정신화 수행을 예측하는 결정적 요인이었다. 예를 들어, 안정 애착의 유아는 이후 아동기에 정신화 수행을 잘 하여 자신의 감정을 잘 말할 수 있고 타인을 공감할 수 있다. Fonagy, Gergely, Juris와 Target[15]는 정신화 손상이 경계선 성격장애가 되는 데 주된 기제라는 것을 발견하였고, Fonagy[16]는 애착 외상을 경험한 사람들에게서 정신화 손상이 많이 나타나며 이들은 경계선 성격장애가 되는 경우가 많았다고 주장하였다. 즉, 정신화가 손상을 입게 되면 맥락에 맞는 생각, 감정을 갖기 보다는 자신의 상상을 현실과 동일하게 여겨 현실을 왜곡하는 경향이 있으며, 왜곡한 것을 기반으로 잘못된 행동을 하는 경향이 커진다. 정신화 손상은 자신과 타인에 대한 정신활동을 현실적으로 추론하는 데 어려움을 겪게 하고, 정서조절 곤란, 대인관계 문제, 중독 등과 같은 다양한 정신병리를 초래한다[17]. 따라서 애착과 경계선 성격장애의 관계에서 정신화의 매개효과를 검증해 볼 필요가 제기된다.

이처럼 정신화 손상이 경계선 성격특성에 영향을 미치나, 마음챙김을 적용한 치료방법이 경계선 성격 특성을 완화하는데 도움이 된다고 주목받는다[18]. 마음챙김을 적용한 변증법적 행동치료, 마음챙김을 기반으로 한 인지치료가 대표적인 치료법으로 최근 주목받고 있다. 마음챙김의 핵심은 온전한 집중(bare attention)이다[19]. 즉, 생각이나 판단을 하지 않고 우리가 지각하거나 느끼는 것에 집중하는 것이다. 명상과 같은 마음 챙김 수련은 처음에는 마음챙김 상태를 촉진하나 궁극적으로는 마음챙김의 특성, 즉 마음에 집중하는 영속적인 성향을 발전시킨다[20]. 실제적인 적용에서, 마음챙김은 불안과 우울뿐만 아니라 경계선 성격장애, 약물남용, 섭식장애, 정신증 증상 등을 포함하여 광범위한 정신병리의 치료에 사용되었다[21]. Shaver[22]는 마음 챙김과 안정 애착이 관련이 높고, 안정 애착의 참여자들이 마음챙김을 더 잘한다고 하였다. 그는 불안정 애착 참여자들은 그들의 경험에 대한 수용적, 비판단적 입장의 유지를 잘 못했으며, 그리고 회피 애착 참여자들은 그들의 경험을 알아채고 명명하는 것을 포함하여 일반적으로 마음을 고려하는 것을 잘 못하였다고 하였다. 마음챙김은 자신의 마음의 경험을 회피하지 않고 수용하도록 함으로써 고통스러운 감정에 고통감내력을 증진시켜 정서를 충동적으로 표현하려고 하는 경계선 성격특성을 예방한다[23].

정신화와 마음챙김은 어떤 특성은 유사하지만 구별되는 개념이다[11]. 공통점으로는 둘 다 사람의 마음을 보고자 하는 것이다. 마음챙김은 주로 자신의 마음을 관찰하고 수용하는데 초점이 있으며, 정신화는 자신과 타인을 포함하며 맥락에 대한 추론까지 하는 좀 더 넓은 개념이다. 정신화는 행동에 대한 정신상태를 해석하는 것, 정신상태의 의미를 반영하고, 그 과정의 이야기를 만들어내는 것을 포괄한다. Holmes[24]는 심리치료의 맥락에서 정신화는 이야기 만드는 것과 이야기를 없애는 것을 수반하지만, 마음챙김은 그런 개념을 갖고 있지 않다고 하였다.

그렇다면 정신화와 마음챙김의 영향은 어떠할까? Allen[11]은 두 개념의 차이를 설명하면서 정신화가 애착에서 형성된 마음을 보는 기초적인 기제로 보았고, 마음챙김을 마음에 온전한 집중을 하도록 훈련시키는 기술로 보았다. 물론 마음챙김에 대해서는 윤리적 가치 등이 포함된 더 넓은 개념으로 볼 수도 있다. 그러나 본 연구에서는 애착과 경계선 성격특성 간에 관계에 있어서 정신화와 마음챙김의 개념상 차이를 명확히 하고자 하였다. 즉, 정신화는 애착과 아주 밀접하게 연결되어 있다. 안정 애착 속에서 정신화가 발달하기 때문이다. 또한 정신화는 자신과 타인의 정신상태를 보는 넓은 개 념이므로 정신화 능력은 자신의 마음에 집중하는 마음 챙김에 영향을 미칠 것이다[11]. 따라서 안정애착은 정신화를 통해 마음챙김으로 영향을 미치는 경로를 가정하고자 한다. 마음챙김 이론에 의하면 안정 애착은 마음챙김과 정적 관련성이 있다고 하였으므로 이에 대한 경로도 설정하고자 한다. 따라서 애착 및 정신화 이론을 토대로 안정애착이 정신화를 통해 마음챙김에 영향을 미쳐 경계선 성격특성에 영향을 주는 이중매개 모형을 설정하고자 한다.

앞에서 불안정 애착이 이후 부적응 및 대인관계 문제, 정신병리를 갖는 기초가 된다고 주목한 바 있지만, 불안정 애착이 곧 경계선 성격특성을 갖게 된다는 의미는 아니다. 많은 심리치료자들은 애착문제를 해결할 수 없다면 상담이나 심리치료는 의미가 없다고 하면서 애착 문제의 예방 및 변화의 가능성에 주목하였다[11][15]. 즉, 안정 애착은 성인기의 관계의 안정성으로부터 발달할 수 있으며 그 중 심리상담과 같은 전문적 도움은 관계를 향상시키는 한 방법이 될 수 있다. 이에 필요한 기제가 앞서 설명했듯이 정신화와 마음챙김이다. Allen은 상담자들은 이 두 개념을 잘 알고 심리 치료에 적용할 수 있어야 한다고 주장한 바 있다. 심리 치료를 통해 안정애착을 토대로 정신화를 개발하게 하고 마음챙김을 통해 정서조절을 향상시킨다면 경계선 성격특성을 완화시킬 수 있을 것이다.

이러한 근거로 본 연구에서는 다음과 같은 연구문제 와 모형을 설정하여 검증하고자 한다. 연구문제는 아래와 같고 연구모형은 [그림 1]과 같다.

그림 1. 연구모형

첫째, 안정 애착, 정신화, 마음챙김, 경계선 성격특성은 유의미한 상관관계를 나타내는가?

둘째, 정신화는 안정 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향을 매개하는가?

셋째, 마음챙김은 안정 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향을 매개하는가?

넷째, 정신화와 마음챙김은 안정 애착이 경계선 성격 특성에 미치는 영향을 순차적으로 매개하는가?

II. 연구방법

1. 연구 대상자

연구대상을 모집하기 위하여, 서울 및 수도권의 대학, 대학원 및 일반 회사 10여 곳에 설문 안내문을 게시하거나 강의 시 강사의 협조를 구하여 연구 취지 및 설문 안내를 홍보하였다. 설문은 편의표집으로 자료가 수집되었고 설문을 희망하는 연구대상자들에게 설문지가 배포되었으며, 설문이후 소정의 보상(간식)이 제공되었다. 참여의사를 밝힌 연구대상자 400부의 설문지가 배포되었으며, 불성실 응답을 제외하고 358부가 분석에 포함되었다. 연구대상자는 여성이 277명(77.4%), 남성이 81명(22.6%)이었고, 평균연령은 28.4세(표준편차 10.3) 이었다[표 1]. 학력 분포는 대학재학 이하가 211 명(58.9%), 대졸이 113명(31.6%), 대학원졸업 이상이 30명(8.4%), 결측이 4명(1.1%)이었다. 한편 경계선 성격특성의 경우 정신병리적 지표가 될 수 있어 연구참여 자들의 점수 정도를 살펴보았다. 경계선 성격장애 척도를 타당화한 연구에서 제안한 점수 기준을 토대로 저, 중, 고집단으로 구분하였다[32]. 본 연구대상자들은 중간집단이 235명(65.6%)으로 가장 많았고, 저집단이 59명(16.4%), 임상적으로 의미가 있는 고집단은 32명(9%)이었다. 이는 본 연구대상자들은 병리를 가지고 있지 않은 일반인이 대부분(91%)이라는 것을 나타낸다.

표 1. 연구대상자의 일반적 특성

2. 연구도구

2.1 안정 애착

Collins와 Read[25]가 개발한 성인애착 척도를 김정민과 박광배[26]가 번안한 것을 사용하였다. 총 18문항으로 5점 리커트형 방식으로 응답하도록 되어있다. 하위요인으로는 친밀, 의존, 불안으로 구성되어 있으나 안정 애착에 해당하는 친밀과 의존 하위요인을 사용하였다. Collins와 Read[25]의 연구에서 하위 요인별 내적 신뢰도는 .52-.71 이었으며, 본 연구에서의 내적 신뢰도는 전체가 .83이었고, 하위요인별로는 .75-.81이었 다.

2.2 정신화

한국판 정신화척도의 타당성을 확인하기 위해 Dimitrijević 등[27]이 개발하고 이수림과 이문희[28]가 번안하여 타당화한 한국판 정신화 척도를 사용하였다. 한국판 정신화 척도는 자신에 대한 정신화, 타인에 대한 정신화, 정신화 동기의 3개 요인의 총 28문항으로 구성되어 있다. 각 문항에 대하여 5점 리커트형 척도로 1(전혀 그렇지 않다)에서 5(매우 그렇다)까지 응답하도록 되어있다. 이수림과 이문희 연구에서 내적 신뢰도 (Cronbach's alpah)는 .88이었으며 본 연구에서 28 문항의 내적 일치도는 .89로 나타났다.

2.3 마음챙김

마음챙김 수준을 측정하기 위해 Brown과 Ryan[29]이 개발한 마음챙김 주의자각 척도를 권선중과 김교헌[30]이 번안하여 개발한 한국판 마음챙김 주의 알아차림 척도를 사용하였다. 이 척도는 단일 요인 구조로 15개의 7점 척도 문항으로 구성되어 있으며, 전체 문항이 역채점이고 총점이 클수록 마음챙김 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서는 측정모형 검증에서 문항묶음 (Item parceling) 방법을 사용하기 위하여 단일요인을 탐색적 요인분석에 따라 마음챙김 1, 2, 3의 3개 하위요인으로 구분하여 검증하였다. 권선중, 김교헌[30]의 연구에서 내적 신뢰도는 표본에 따라 .81에서 .85였다. 본 연구에서 내적 신뢰도는 .85이었다.

2.4 경계선 성격특성

경계선 성격특성 정도를 측정하기 위해 Morey[31] 이 개발하고 홍상황과 김영환[32]이 한국판으로 타당화 한 경계선 성격장애 척도를 사용하였다. 이 척도는 경계선 성격장애와 관련된 특성들을 측정하는 척도로 총 23문항으로 구성돼 있으며 단일 요인이며 4점 리커트 척도로 평정한다. 본 연구에서는 측정모형 검증에서 문항묶음 방법을 사용하기 위하여 단일요인을 탐색적 요인분석에 따라 경계선1, 2, 3의 3개 하위요인으로 구분하여 검증하였다. 문항묶음 방법은 구조방정식 모형 검증 연구에서 단일요인을 2-3개의 하위요인으로 구성하여 단일 측정요인의 단점을 보완한 모형 검증을 하도록 제안된 방법이다[33]. 홍상황과 김영환[32]의 연구에서 내적 신뢰도는 .84이었고, 본 연구의 내적 신뢰도는 .89로 나타났다.

3. 자료 분석

수집된 자료는 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 이용하였다. 먼저 연구변인의 경향성과 정상성을 살펴보을 통한 측정모형 검증을 실시하였기 위해 기술통계분석을 실시하여 주요변인의 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를 확인하였다. 둘째, 연구변인간 상관관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시하여 Pearson's 상관계수를 산출하였다. 셋째 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향에서 정신화와 마음챙김의 매개효과를 확인하기 위해 구조모형 검증을 실시하였다. 구조모형 검증은 구조방정식의 2단계 접근법에 따라 진행되었다[34]. 우선 측정변인들이 잠재변인을 적절히 구인하는지 확인하기 위해 확인적 요인분석다. 다음으로 구조모형의 전체적합도 및 각 경로의 유의도를 확인하였다. 모형의 적합도는 표본의 크기에 민감하여 영가설을 쉽게 기각할 수 있는 Ｘ² 값 이외에 상대 적합도 지수인 CFI(Compatative Fit Index)와 NFI(Nomed Fit Index), 절대 적합도 지수인 GFI(Goodness of Fit Index)와 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 함께 확인하였다. CFI와 NFI가 .90 이상인 경우에 좋은 모형으로 .80 이상이면 수용할만한 모형으로 판단할 수 있으며[35], RMSEA는 .10이하이면 양호한 모형으로 판단한다[36].

III. 연구결과

1. 주요 변인들의 기술통계 및 상관관계

가설 검증을 하기 전에 주요 변인들의 기술통계 및 상관관계를 분석하였다[표 2]. [표 2]에 의하면, 애착, 정신화, 마음챙김은 상호간의 유의미한 정적 상관을 나타내었고, 경계선 성격특성은 애착, 정신화, 마음챙김과 유의미한 부적 상관을 나타내었다. 각 변인들이 왜도와 첨도는 절대값이 2와 7을 넘지않아 다변량정상성 가정이 충족됨을 확인하였다[37].

표 2. 주요 변인들의 기술통계 및 상관계수

주. N=358, ***p<.001, **p<.01, *p<.05

2. 안정애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화 및 마음챙김의 매개효과 검증

안정애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김이 매개하는지 여부를 검증하기 위해 구조방 정식 모형 분석을 실시하였다. 구조방정식 측정모형의 적합도를 검증한 이후 구조모형을 검증하였다.

2.1 측정모형 검증결과

매개효과 검증에 앞서, 측정변인들이 각각 잠재변인을 적절하게 반영하고 있는지를 확인하기 위해 확인적 요인분석(CFA)을 실시하였다. 마음챙김과 경계선 성격 특성은 단일요인이므로 모형의 적합도를 높이기 위해 문항묶음을 사용하였는데, 문항묶음 방법으로 탐색적 요인분석을 실시하여 요인적 재량이 높은 것부터 낮은 문항까지 동일한 비율로 분배되도록 문항들을 묶어 마음챙김 1,2,3와 경계선 1,2,3의 새 하위요인을 제작한 뒤 하위요인별 합산점수를 사용하였다[33].

모형 검증 결과, 자료의 측정모형이 수용할만한 것으로 나타났다(Ｘ²(38, N=358)=233.194, GFI= .90, CFI=.89, NFI=.88, RMSEA=.12(90% 신뢰구간 =.10~.14)). 측정변인에 대한 잠재변인의 요인부 하량은 표준화계수 사용시, 안정애착이 .63~.68(p<.001), 정신화가 .47~.88((p<.001), 마음챙김이 .67~.83(p<.001), 경계선성격이 .82~.89(p<.001)로 모두 유의하였다.

2.2 구조모형 검증결과

안정애착과 경계선 성격특성과의 관계에서 정신화와 마음챙김의 매개효과를 구조모형을 통해 검증한 결과, 각 적합도는 모형이 수용할만하다는 것을 나타내었다 (Ｘ² (39, N=358)=233.194, GFI= .90, CFI=.89, NFI=.88, RMSEA=.11(90% 신뢰구간=.10~.13). 구조 모형의 표준화계수를 [표 3]에 제시하였으며, 모형의 그림을 [그림 2]에 제시하였다. 분석결과, 안정애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김의 이중 매개는 유의미한 것으로 나타났다. 즉, 안정애착은 정신화를 매개로 경계선 성격특성에 영향을 미쳤으며, 정신화와 마음챙김의 이중매개로 경계선 성격특성에 영향을 미쳤다[그림 2].

그림 2. 모형 검증 결과

표 3. 연구모형의 경로계수 분석결과

p***<.001

2.3 부트스트랩 검증 결과

정신화와 마음챙김의 매개효과를 검증하기 위해 부트스트랩 절차에 따라 10,000개의 표본을 원자료 (N=358)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 개별 간접 효과의 유의성을 검증하였다. 부트스트랩 분석은 간접효과가 정상분포를 이루어야한다는 가정을 우회하면서 안정된 모수추정치를 구할 수 있고 표준오차가 줄게 된다는 장점이 있다[38]. 부트스트랩 절차에 따른 간접효과의 검증결과는 [표 4]에 제시되어 있다.

표 4. 부트스트랩 검증결과

***p < .001

[표 4]에 의하면, 안정애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화의 매개효과(β = -.327, p < .001, 95% Bias-Corrected CI=[-.593,-.076]), 안정애착과 마음챙김의 관계에서 정신화의 매개효과(β = .747, p < .001, 95% Bias-Corrected CI=[.078,.1.213])는 신뢰 구간에서 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 유의미한 것을 알 수 있다. 안정애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화와 마음챙김의 매개효과(β= -.426, p< .001, 95% Bias-Corrected CI=[-.601,-.238]) 또한 신뢰구간에서 0 을 포함하지 않아 통계적으로 유의미하였다. 이는 안정애착이 정신화와 마음챙김의 순차적 매개로 경계선 성격특성에 간접적으로 영향을 미친다는 것을 의미 한다.

IV. 논의

본 연구는 안정 애착이 경계선 성격특성 영향을 미치는 관계에서 정신화와 마음챙김의 순차적인 매개효과를 알아보고자 하였다. 본 연구의 주요 결과는 다음과 같다. 첫째, 안정 애착과 정신화, 마음챙김은 유의미한 정적 상관을 보였다. 안정 애착일수록 정신화 능력도 높고 마음챙김도 잘 한다는 의미이다. 이는 안정 애착을 기반으로 정신화 능력이 발달하고 마음챙김에도 긍정적 영향을 미친다는 선행연구들과 일맥상통하는 결과이다[13][14][22]. 즉, 안정 애착은 우리 자신과 타인의 관계에 작용하는 주요 기제인 정신화, 마음챙김의 형성에 기초가 되는 것이라 할 수 있다. 경계선 성격특성은 안정 애착, 정신화, 마음챙김과 유의미한 부적 상관을 보였다. 경계선 성격특성이 강할수록 안정 애착의 수준이 낮고, 정신화나 마음챙김을 잘 하지 못한다는 의미이다. 이는 경계선 성격특성에 대한 많은 선행연구에 부합하는 결과이다. 경계선 성격특성은 불안정 애착과 관련되며, 자신의 정서를 회피하고자 하므로 수용을 하려는 마음챙김을 어려워하며, 안정 애착의 기반에서 발달하는 정신화가 손상된 것이라는 선행이론들을 지지하는 결과이다.

둘째, 안정 애착은 정신화를 완전매개하여 경계선 성격특성에 영향을 미쳤다. 즉, 안정 애착은 정신화를 통해서 경계선 성격특성에 영향을 주었다. 이는 Fonagy[15][16]가 정신화 손상이 경계선 성격장애자들의 주된 특성이라고 주목한 바에 부합하는 결과이다. Allen[11]도 안정 애착을 기초로 정신화 능력이 발달하고 정신화는 자기정체성 및 정서조절, 적응, 대인관계 전반에 긍정적 영향을 미치는 중요한 기제로 보았다. 즉, 안정 애착의 여부가 바로 경계선 성격장애에 영향을 미치는 것이 아니라 정신화라는 기제를 통해서 성격 특성에 영향을 미치는데, 정신화가 손상되면 현실적인 자기정체성이나 정서조절의 어려움, 그리고 타인에 대한 왜곡된 신념 등의 경계선 성격 특성에 영향을 준다는 것이다. 이는 선행연구에서 유아기의 정신화 손상이 이후 정신병리에 영향을 준다는 Luyten 등[17]의 결과를 지지하는 것이다.

셋째, 안정 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향에서 마음챙김의 매개효과는 유의미하지 않았다. 마음채김이 경계선 성격특성에 영향을 미치는 것은 유의미하였으나, 안정 애착이 마음챙김에 영향을 미치는 것은 유의미하지 않았다. 이는 앞서 안정 애착이 마음챙김에 긍정적 영향이 있다는 Shaver[22] 연구를 지지하지 못하는 결과이다. 그러나 안정 애착은 정신화를 매개로 하여 마음챙김에는 유의미한 영향을 미쳤다. 즉, 정신화가 안정 애착과 마음챙김의 사이에서 완전매개를 나타내었기 때문에 이는 안정 애착이 정신화를 통해서 마음 챙김으로 영향을 미친다는 것을 의미한다. 즉, 애착, 정신화라는 변인을 함께 고려해볼 때, 안정 애착을 통해 정신화가 발달한다는 선행 이론에 따라 정신화를 통해서 마음챙김에 영향을 미쳤다는 것을 의미한다.

넷째, 안정 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향에서 정신화와 마음챙김의 순차적인 이중매개 효과는 유의미하였다. 이는 안정 애착은 정신화와 마음챙김에 정적인 영향을 미치며 이를 통해 경계선 성격특성을 완화시킨다는 것을 보여주는 결과이다. Allen[11]의 주장을 지지하는 결과로써, 경계선 성격특성과 같은 아동기의 불안정 애착의 결과는 정신화와 마음챙김이라는 기제를 통해서 부정적 영향을 줄일 수 있다. 정신화와 마음 챙김의 매개효과의 검증은 우리에게 이러한 희망을 갖도록 하는 결과이다. 최근 상담과 심리치료에서 정신화를 촉진시키거나, 마음챙김을 적용하여 고통스러운 감정을 조절하는 방법 등이 적용되고 있다[39-41]. 이러한 심리상담을 통해 충동적이고 정서조절이 힘들고, 자기파괴적 행동을 하며 대인관계가 열악한 경계선 성격 특성을 예방하고 완화시킬 수 있다는 것을 지지하는 결과이다. 그러나 기존의 심리상담 이론에서는 정신화와 마음챙김은 서로 다른 심리치료전통에서 활용되어 두 개념을 통합한 치료방법은 아직까지 개발되지 않았다. 본 연구결과로 정신화와 마음챙김 두 가지를 같이 활용하는 치료방법을 제안할 수 있을 것이라 생각한다.

이러한 내용을 바탕으로 본 연구의 의의를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 안정 애착과 경계선 성격특성의 관계에서 정신화의 역할을 확인한 점이다. 안정 애착에서 정신화가 발달하며, 정신화 손상은 정신병리에 영향을 준다는 선행 이론을 국내에서 처음으로 경험적으로 검증한 것이다.

둘째, 안정 애착이 경계선 성격특성에 미치는 영향에서 정신화와 마음챙김의 이중매개를 확인한 점이다. 정신화와 마음챙김은 공통점과 차이점을 가지고 있는 개념들이었다. 정신화는 애착이론가들과 정신분석자들에게서 제안되었고, 마음챙김은 불교적 전통에서 제안된 개념이다. 두 개념이 각각 다른 전통에서 활용되는 개념이나 현재 심리치료 현장에서 주목받고 활용되는 개념이기도 하다. 따라서 두 개념의 관련성을 순차적 매개로 밝혀낸 점이 의의가 있다. 본 연구에서는 안정 애착과 정신화가 더 밀접하게 관련되며, 정신화를 통해 마음챙김으로 영향을 주고, 마음챙김은 경계선 성격특성 완화에 효과가 있는 것으로 나타났다. 치료 현장에서 정신화를 촉진시키고 마음챙김을 활용하도록 돕는다면 경계선 성격특성을 예방하고 완화하는데 기여를할 것이라 생각한다. 특히 경계선 성격장애를 가진 내담자들은 최근 상담 및 심리치료 현장에서 상담하기 힘들고 효과를 나타내기 까다로운 내담자로 알려져 있다[42]. 그 이유 중 대표적인 것은 상담자와 안정 애착을 형성하기 힘들고 다른 정신병리와 공존이 많으며, 정신화 능력도 떨어지기 때문에 현실을 왜곡할 가능성이 크기 때문이다. 그러나 본 연구에서 나타났듯이 정신화와 마음챙김을 심리상담에 활용한다면 경계선 성격특성을 가진 내담자들과 협력적인 관계를 맺는 데 도움이 될 것으로 여겨진다.

셋째, 애착문제를 가지고 있는 내담자들에게 정신화와 마음챙김 기제의 활용을 제안할 수 있다는 점에서의의가 있다. 애착 문제의 기원은 과거 성장과정에서 왔다고 하지만 얼마든지 그 변화는 가능하다. 본 연구 결과는 불안정 애착을 가진 내담자들이 경계선 성격특성을 갖게 되지 않도록 예방이 가능하다는 근거가 될 수 있다. 또한 본 연구는 그 변화의 과정에서 중요한 기제로써 정신화와 마음챙김을 검증하였다. 또한 경계선 성격특성으로 힘들어하는 내담자들에게도 완화를 위해 정신화와 마음챙김을 활용하는 것에 대해 밝힌 점도 의미가 있다.

본 연구의 한계점 및 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 연구 대상자는 수도권의 성인으로 전체 집단에 일반화하는데 한계가 있다. 따라서 향후 다양한 집단을 대상으로 연구를 수행할 필요가 있다. 특히 본 연구대상자의 대부분은 임상수준의 경계선 성격장애를 가진 환자가 아니었으므로, 실제 경계선 성격장애를 가진 환자를 대상으로 검증한다면, 본 연구모형을 확장하는 데 의미가 있을 것이다.

둘째, 본 연구의 연구모형의 적합도는 CFI=.89,NFI=.88, RMSEA=.11로 양호한 적합도 기준인 .90과.10에 약간 못미치고 있다. 물론 GFI가 .90이상, CFI와 NFI가 .80이상으로 모형으로 수용하지 못할 정도는 아니지만, 표본의 수 혹은 척도 특정 문항에서의 신뢰도 등의 영향이 적합도 기준을 낮추었던 것으로 여겨진다. 향후 연구에서 대상의 수를 늘리고, 좀 더 신뢰도가 높은 척도를 사용하는 등을 통해 재검증 할 필요가 제기된다.

셋째, 본 연구에서 경계선 성격특성과 마음챙김 척도는 단일요인으로 구성된 척도였다. 본 연구에서는 구조방정식 모형 검증과정에서 문항묶음 방법을 사용하였다. 문항묶음을 사용하면 분포의 비정규성 문제가 완화될 수 있으며, 더 안정적이고 정확한 모수 추정이 가능하고, 모형적합도가 향상되는 통계적 이점을 보이는 것으로 알려져 있으나 적절하지 않은 방식으로 사용된다면 오히려 연구의 타당성을 저해할 수 있다는 논쟁이 있다[33]. 본 연구에서는 탐색적 요인분석을 통해 각 척도의 유사한 문항들로 문항묶음을 하였으나, 문항묶음으로 제안된 다른 방법을 했을 경우에도 같은 결과인지에 대해서는 확인하지 못하였다. 문항묶음 방식에 따라 적합도가 달라지는 측면이 있을 수 있어 해석에 제한을 두어야 할 것이며 이에 따른 다른 방식의 문항묶음 검증이 추후연구에서 필요하다고 사료된다.

넷째, 본 연구는 횡단적 연구로 사실상 애착에서 정신화가 발달한다는 종단적 의미를 확인할 수가 없다. 이후 연구에서는 종단연구로 안정 애착을 이전에 측정하고 그 이후 정신화, 마음챙김, 그리고 경계선 성격특성을 측정한다면 원인과 결과에 대한 확인을 할 수 있을 것이다. 이러한 제한점에도 불구하고, 국내 연구에서 애착과 경계선 성격특성 사이에서 정신화와 마음챙김의 매개 역할을 밝힌데 의미가 있다.