The Mediating Effect of Perceived Control on the Relationship between the Mindfulness and Emotional Regulation in University Students

대학생을 대상으로 한 마음챙김과 정서조절의 관계에서 지각된 통제의 매개효과

Abstract

Mindfulness is being used as one of the techniques for emotional regulation. In emotional regulation, mindfulness is considered as an uncontrolled way in that it observes the present experience as it is, rather than attempting to reduce or eliminate negative affective experiences. However, in this study, the purpose of this study is to confirm that mindfulness can affect emotional regulation through perceived control. To confirm this, I verified whether perceived control had a mediating effect on the relationship between mindfulness and difficulty in emotional regulation. For this 366 university students (179 males, 187 females) were surveyed using the scales of mindfulness, perceived control, and difficulty in emotional regulation, and mediation was analysed using Hayes' PROCESS macro. As a result of the analysis, it was found that perceived control had a fully mediating effect in the relationship between mindfulness and emotional regulation difficulties. These results suggest that mindfulness affect emotional regulation through perceived control.

마음챙김은 정서조절을 위한 기법의 하나로 활용되고 있다. 정서조절에 있어서 마음챙김은 부정정서 경험을 줄이거나 제거하려고 시도하기보다 현재의 경험을 있는 그대로 관찰한다는 점에서 비통제적인 방식으로 분류한다. 그러나 본 연구에서는 마음챙김이 정서조절에 영향을 미치는데 있어서 지각된 통제를 통해 영향을 미칠 수 있음을 확인하고자 한다. 이를 확인하고자 지각된 통제가 마음챙김과 정서조절의 관계에서 매개효과를 가지는가를 검증하였다. 이를 위해 대학생 366명(남 179명, 여 187명)을 대상으로 마음챙김, 지각된 통제, 정서조절 곤란 척도를 사용하여 설문 조사하였고, Hayes의 PROCESS macro를 사용하여 매개분석을 실시하였다. 분석 결과 마음챙김과 정서조절 곤란의 관계에서 지각된 통제가 완전매개효과를 지닌 것으로 나타났다. 이 결과는 마음챙김이 지각된 통제를 통해 정서조절에 영향을 미치는 것을 의미한다.

I. 서론

불교 전통에서 시작된 마음챙김 명상은 심리적 문제를 치료하는 데 활용되고 있을 뿐만 아니라, 직무 스트레스를 완화하고 학업, 대인관계의 증진을 위해서도 활용되고 있다. 또한 직장 및 가정 등 일상생활에서 마음 챙김 명상을 활용할 수 있도록 다양한 어플리케이션 등이 개발되어 활용된다. 2018년 기준 영어(1만건 다운로드 이상) 혹은 한국어(1천 건 이상 다운로드 이상)를지원하는 어플리케이션은 19개 정도로[1], 마음챙김 명상의 활용은 점점 더 증가하고 있다. 다양한 장면에서 마음 챙김 명상이 활용되는 이유로 마음챙김의 정서조절 측면을 꼽을 수 있다.

정서조절(emotional regulation)은 자신의 목표에도 달하기 위해 자신의 정서를 관찰, 검토, 수정하는 과정으로 정신건강과 적응적 삶의 핵심이다. 기쁨, 흥미 등의 긍정 정서는 인간을 더 활동적, 창조적, 생산적으로 만들지만, 과도할 경우 위협 상황에 더 노출되도록 하고 생존 가능성을 떨어뜨린다. 반면에 혐오, 슬픔, 공포와 같은 부정 정서는 위협으로부터 인간을 보호하는 역할을 하지만, 과도할 경우 비활동적이고 수동적으로 만든다. 이렇듯 정서가 그 환경에 맞게 발휘할 때는 적응적이지만, 그렇지 않으면 부적응적일 수 있다. 즉 정서는 적절하게 조절되고 통제될 필요가 있다[2].

정서조절은 정서 표현과 정서에 따른 각성을 줄이는 것이라고 여겼으나[3], 단순히 정서 표현과 정서 각성을 줄이는 것이 오히려 모순적으로 정서조절을 어렵게 한다[4]. 따라서 정서를 변화시키는 것뿐만 아니라 정서를 관찰하고 경험을 평가하기 위해 정서를 자각하고 이해하는 것 그리고 정서가 야기되는 맥락을 이해하는 것이 중요하다[5].

이러한 정서조절에 대한 관점의 변화와 함께 부정 정서에 대한 즉각적인 변화를 추구하거나 통제하는 시도가 아닌 경험에 대해 비판단적 태도를 지향하는 마음 챙김이라는 새로운 치료적 방식이 대두되었다. 마음 챙김은 ‘순간순간 나타나는 경험에 대해 목적을 가지고, 의도적으로, 현재 순간에 주의를 기울이는 것’으로 내가 원하는 방향으로 경험을 변화시키려 하기보다 호기심, 수용적 태도로 경험에 머무르는 방식으로 여겨진다[6]. 수용전념치료에서는 ‘경험 통제’의 대안으로서 ‘기꺼이 경험하기’를 연습하며, ‘기꺼이 경험하기’ 훈련을 위해 마음 챙김이 활용된다[7].

마음챙김 명상이 경험에 대한 비통제적 방식으로 여겨지는 것과 달리 불교 전통에서는 마음챙김을 ‘마음의 문지기’, ‘대상을 거머쥐는 것’으로 설명한다[8]. 각문은 “마음챙김은 문지기가 되어서 불선법(선하지 않은 마음, 예: 게으름, 분노)이 일어나는 것을 막는다.”(p282) 라고 설명한다[8]. 이러한 불교적 설명은 마음챙김을 비판 단적 또는 수용적인 것으로 여기는 현대적 개념과는 달리, 경험을 적극적으로 통제하는 의미가 강해 보인다. 예를 들어 분노가 발생했을 때 현대적 의미에서 마음 챙김 적용은 분노를 즉각적으로 없애려 하기보다 분노를 수용적으로 바라보는 것이라면 불교적 의미에서는 분노가 더 일어나지 않도록 막거나 처음부터 분노가 발생하지 않도록 통제하는 것과 같은 차이가 있어 보인다.

본 논문에서는 정서조절에 있어서 상반된다고 여겨지는 마음챙김과 통제가 어떠한 관계가 있는지 논하고자 한다. 이를 위해 통제의 의미를 지각된 통제라는 개념으로 마음챙김과의 관계를 탐색하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 마음챙김과 정서조절

불교적 의미에서 마음챙김은 sati의 번역어로 사전적 의미는 ‘∼떠올리다’(thinking of), ‘기억을 불러일으키다’(calling to mind)를 뜻한다[9]. 마음챙김 명상에서 sati의 의미는 ‘지속해서 유지하다’, ‘확립하다’, ‘잊지 않음’을 의미한다. 심리학적 의미에서 마음챙김은 현재 순간에 경험하는 생각, 느낌에 대한 주의 조절과 경험하는 것에 대한 개방, 수용, 호기심 등의 태도로 정의한다 [10].

마음챙김이 정서조절에 영향을 미치는 요인을 정서를 포함한 사고 과정에 주의를 두는 주의배치 (attentional deployment), 개인의 정서에 대한 전형적 평가 패턴을 바꾸는 인지 변화, 억제에 대한 각성 수준을 낮추는 반응조절 3가지로 나눈다[11]. 또한 마음 챙김의 조절 전략이 상황에 따라 더 적절한 정서조절방식을 선택할 수 있는 유연성을 이끈다[12].

마음챙김의 주의배치는 현재 경험에 주의를 기울임으로써 반추와 같은 부정적 생각을 낮춘다[13][14]. 마음 챙김 과제와 반추 사고 연구에서 호흡과 현재 생각에 더 잘 주의 기울일수록 마음챙김의 수용과 자각 점수가 높았으며, 반추 사고를 적게 하는 것으로 나타났다[14]. 또한, 대학생을 대상으로 한 마음챙김 연구에서 마음 챙김이 높은 학생일수록 우울증, 반사회성, 강박증, 편집증과 같은 심리적 문제가 적은 것으로 나타났다[15].

마음챙김은 정서적 반응 양상을 변화시킨다. 신체 감각에 대한 마음챙김은 부정적인 신체감각에 대해 회피하거나 제거하려는 습관적 반응 없이, 있는 그대로 경험하도록 함으로써 그 감각과 연합된 생각, 행동을 재구조화한다[16]. 정서 유도 과제에서 MBSR(Mindfulness Based Stress Reduction) 프로그램 집단은 통제집단과 비교하여 편도체의 활성이 낮았으며, 복내측 전전두엽과 편도체의 연결이 증가하였다[17].

2. 지각된 통제와 정서조절

지각된 통제는 환경과의 상호작용에서 개인이 원하는 결과를 산출하고, 원하지 않는 결과를 예방할 수 있다는 신념과 기대를 의미하며[18], 또한 지각된 통제는 실제로 통제할 수 있는 실질적 능력과 별개로, 자신의 외부 환경, 내부 상태와 행동에 영향을 가할 수 있다는 신념이다[19]. 다시 말하면 지각된 통제는 개인이 환경변화를 이끌어 낼 수 있는 능력이 있으며, 자신의 행동 때문에 환경이 변화할 것이라는 기대를 나타낸다. 지각된 통제 모형은 자기 → 행위 → 결과 과정에서 행위를 전제로 하는 자기 → 결과 모형이다[2]. 예를 들어 ‘나는 축구 경기에서 이길 수 있어’라는 결과 기대는 자신이 축구 경기를 하는 동안 경기에 이기기 위한 행위(예, 골 넣기, 골 차단하기)를 전제한다.

정서조절과 관련하여 지각된 통제도 중요한 심리적 요인으로 여겨진다. 긍정적 통제에서 벗어나는 것이 정서조절 장애를 일으킬 수 있고[20], 지각된 통제의 감소는 부정정서를 경험하는데 핵심적인 역할을 한다[21]. 낮은 수준의 지각된 통제는 신체 반응에서 유발되는 즉각적인 불안과 행동 억제 체계의 활성에 의해 강화되는 장기적인 불안에 영향을 미치는데, 다섯 가지 불안장애와 지각된 통제에 관한 메타 분석 연구에서 지각된 통제가 범불안장애에 가장 큰 영향을 주고, 사회공포증과 강박 장애가 외상 후 스트레스 공황장애보다 지각된 통제에 영향을 더 많아 받았다[22]. 또한, 부정 사건에 대해 그 원인을 낮은 통제 가능성으로 귀인 한 사람의 경우 그렇지 않은 사람보다 더 우울감을 느낀다[23]. 반면 지각된 통제 수준이 높은 사람이 자신의 건강을 더 잘 통제하는 것으로 여기며[24], 그 결과 건강 행동과 실제 건강을 잘 유지하는 경향성이 있다[19].

3. 마음챙김과 지각된 통제

마음챙김 그리고 지각된 통제가 정서조절에 중요한 역할을 하는 심리적 변인임에도 불구하고 Langer가 정의한 마음챙김[19] 외 명상적 마음챙김을 지각된 통제와 관련지은 연구는 부족한 실정이다. 이는 마음 챙김과 통제가 상반된 개념으로 여겨지기 때문이다.

이와 같은 관점으로 마음챙김이 받아들여지게 된 것은 전통적인 시각에 있어서 통제는 개인이 주체적으로 혹은 적극적으로 변화시킬 수 있는가를 의미했기 때문일 것이다. 전통적 방식의 통제는 환경에 대해 개인이 능동적으로 변화시킬 수 있는 것으로 보았으며, 환경에 대한 수동적 혹은 의존적인 행동은 통제를 상실한 것으로 보았다[25]. 과거의 의미에서 통제를 볼 때, 불쾌한 경험일지라도 그것을 없애거나 변화시키려 하지 않는 마음 챙김은 통제하지 않는 방식으로 여겨졌을 것이다.

그러나 몇몇 실증적 연구에 따르면 마음챙김과 지각된 통제의 관련성을 찾아볼 수 있다. 마음챙김 점수가 높은 집단이 지각된 통제가 높다는 연구[26]와 군인을 대상으로 한 연구에서는 8회기 동안 마음챙김 훈련을 한 집단이 통제집단보다 지각된 통제가 상승하였다[27].

마음챙김과 지각된 통제의 관련성은 지각된 통제의 하위 범주로 여겨지는 자기효능감을 통해 살펴볼 수 있다[2]. 자기효능감은 구체적인 상황에서 개인이 그 상황이 요구하는 행동을 성공적으로 달성할 수 있는 개인의 믿은 혹인 신념이다. 청소년을 대상으로 4주간 마음 챙김 명상 프로그램을 시행한 결과 무처치 집단의 자기효능감은 사전 사후에 차이가 없었으나 마음챙김 집단의 경우 사후 자기효능감이 높아졌다[28]. 또 다른 연구에서 마음챙김과 자기효능감에 정적 상관이 있었으며, 마음 챙김과 정서조절 관계에서 자기효능감이 매개하였다[29].

이러한 점으로 볼 때 마음챙김이 통제와 상반된 관계를 갖는다기보다 마음챙김 수준이 높을수록 지각된 통제가 높고, 이러한 지각된 통제가 정서조절에 영향을 미칠 것이라고 여겨진다. 따라서 본 연구에서는 마음 챙김과 정서조절의 관계에서 지각된 통제가 매개할 것임을 가정하고 이를 확인하고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 경상북도에 있는 대학교 학생을 대상으로 진행하였다. 설문 조사에 동의한 학생만 설문하였으며, 설문 조사에 참여한 사람들에게는 200원 상당의 보상을 제공하였다. 총 400부의 설문지를 배포하였고, 이중 설문을 빠뜨리고 실시한 응답자 13명, 설문에 불성실하게 응한 응답자 21명을 제외한 총 366명의 설문지를 연구에 사용하였다. 설문 대상자들의 평균 연령은 20.3 세(SD=1.9)이며, 남성은 179명(48.9%), 여성은 187명 (51.1%)이었다.

2. 측정도구

1.1 독립변수 : 마음챙김

본 연구에서는 Feldman과 그의 동료들이 개발하고[30], 조용래가 한국형 척도로 번안, 타당화한 한국판 개정된 인지적 및 정서적 마음챙김 척도를 사용하였다[31]. 이 척도는 순간순간 나타나는 경험에 대해 목적을 가지고 비판단적으로 주의를 기울이는 것이라는 Kabat Zinn의 마음챙김 정의를 사용한다. 비판 단적 주의는 좋은 것을 취하고 나쁜 것을 회피하는 자동적 혹은 습관적 처리에서 벗어나 자신의 내적 경험에 있는 그대로 주의를 기울이는 것으로, 이를 측정하는데 주의, 알아차림, 수용을 하위요소로 나누어 측정한다. 각각의 하위요소는 주의 4문항, 알아차림 4문항, 수용 2문항으로 구성되어있다. 4점 Likert 척도로 1점= ‘좀처럼 아니다’에서 4점= ‘거의 언제나 그렇다’까지 측정한다. 6 번은 역 채점하고, 점수가 높을수록 마음챙김 수준이 높다고 본다. 한국판 척도 타당화 당시 신뢰도는 .70이었으며[31], 본 연구에서 신뢰도는 .70이였다.

1.2 매개변수 : 지각된 통제

지각된 통제는 Shapiro가 개발[32]하고 성승연과 박성현이 국내에서 타당화한 한국판 Shapiro 통제 척도를 사용하였다[25]. 한국판 Spario 통제 척도는 한 개인이 통제하고 있다는 지각 혹은 자신이 원하면 그러한 통제를 얻을 수 있다는 신념으로 통제감을 정의한다. Shapiro 통제 척도는 기존의 통제 척도가 능동적이고 자율적인 행위만을 통제로 측정한 것에 대한 한계를 지적하고, 개인의 행위뿐만 아니라 위대한 포기, 수용 등과 같은 요소를 통제의 한 특성으로 보아 함께 측정한다.

본 연구에서는 Spario 통제 척도에서 긍정적 통제감 (9문항)을 지각된 통제를 측정하기 위해 사용하였다. Likert식 7점 척도로 1점 = ‘매우 그렇지 않다’에서 7점 = ‘매우 그렇다’까지 측정한다. 타당화 연구에서 긍정적 통제감의 신뢰도는 .87이였고[25], 본 연구의 지각된 통제 신뢰도는 .89였다.

1.3 종속변수 : 정서조절

정서조절을 측정하기 위해 Gratz와 Roemer이 개발하고[33] 조용래가 번안, 타당화한 한국판 정서조절 곤란 척도를 사용하였다[34]. 정서조절 곤란 척도는 정신병리의 발생의 원인이 되는 주요 정서조절 측면을 탐색하고 정서조절의 통합적 개념화를 위해 개발되었다. 정서조절 곤란 척도는 특정 정서를 제거하거나 막는 것이 아니라 정서를 다룬다는 측면에서 정서조절을 개념화하고, 이러한 관점에서 ‘주의/자각 부족, 정서에 대한 비수용성, 목표지향 행동의 어려움, 충동통제곤란, 정서적 명료성 부족, 정서조절전략에 대한 접근 제한을 6가지 하위요인으로 구성하였다. K-DERS는 총 35문항으로 구성되어 있으며, 이 중 11문항은 역채점 된다. 5점 Likert 척도로 문항은 1점 ‘거의 그렇지 않다’에서 5점 ‘거의 언제나 그렇다’까지 측정한다. 타당화 연구에서 전체 신뢰도 .92로 나타났으며[34], 본 연구의 신뢰도는 .92였다.

3. 자료분석

본 연구는 SPSS 23.0 프로그램을 이용하여 자료 분석을 시행하였다. 기술통계를 실시하여 변인들의 평균, 표준편차, 왜도 첨도를 산출한 뒤 정규분포를 이루는지 확인하였다. 마음챙김, 정서조절 곤란, 지각된 통제와 그 하위요인별 상관관계를 파악하기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 마음챙김과 정서조절 곤란의 관계에서 지각된 통제의 매개효과를 확인하기 위해 Hayes의 PROCESS macro 3.5(model 4)를 사용하였다[35]. 모형의 통계적 유의성을 확인하기 위해 95%를 신뢰구간으로 하여 무작위 5000번의 부트스트래핑 (bootstrapping)을 사용하였다. 각 척도들의 요인별 신뢰도를 파악하기 위해 내적 일치도 계수를 확인하였다.

Ⅳ. 결과

1. 측정변인들의 기술통계 및 상관관계

마음챙김, 지각된 통제 및 정서조절 곤란의 기술통계 상관 값을 [표 1]에 제시하였다. 각 변인들의 정규성을 검증하기 위해 왜도와 첨도 값을 계산하여 정규분포의 여부를 확인하였다. 왜도의 절댓값이 3, 첨도의 절댓값이 8이하일 경우 정규분포임을 가정할 수 있다고 제안한다[36]. 따라서 측정 변인들의 왜도와 첨도 값이 위 범위에 속함으로 정규성 가정에 부합한다고 볼 수 있다.

표 1. 마음챙김, 지각된 통제 그리고 정서조절 곤란의 상관

^***p<.001

마음챙김 지각된 통제, 정서조절 곤란 간의 관계를 확인하기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 마음 챙김과 지각된 통제의 관계에서 유의한 정적 상관 (r=.440, p<.001)을 보였으며, 마음챙김은 정서조절 곤란과 유의한 부적 상관(r=-.275, p<.001)을 보였다. 지각된 통제와 정서조절 곤란은 유의한 부적 상관을 보였다(r=-.452, p<.001).

2. 주요 변인들의 회귀분석

마음챙김과 정서조절 곤란에서 지각된 통제의 매개효과를 검증하기 위해서 Hayes의 모델 4를 활용하여 분석하였으며 검증 결과는 [표 2]에 제시하였다[34]. 먼저 마음챙김은 지각된 통제와 마음챙김은 지각된 통제에 유의미한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β =.440, p<.001). 마음챙김은 정서조절 곤란에 유의미한 부적 영향을 미치는 것으로 드러났다(β=-.275, p<.001). 지각된 통제가 정서조절 곤란에 통계적으로 유의미한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=-.411 p<.001). 마지막으로 마음챙김과 지각된 통제를 동시에 투입하였을 때, 마음챙김이 정서조절 곤란에 유의미한 부적 영향을 미치지 않았으며(β=-.094, p>.05), 지각된 통제는 정서조절 곤란에 유의미한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=-.411, p<.001)

표 2. 마음챙김, 지각된 통제, 정서조절 곤란의 매개분석 결과

LLCI: Low Limit Confidence Interval

ULCI: Upper Limit Confidence Interval

다음으로 마음챙김의 정서조절 곤란에 대한 직접 효과와 간접효과를 검증하기 의해 각 경로의 효과크기와 95%를 신뢰구간으로 하한값과 상한값을 확인하였으며, 그 결과를 [표 3]에 제시하였다. 부트스트래핑 결과 마음 챙김이 정서조절 곤란에 미치는 직접효과의 신뢰구간[-.285, .011]이 0을 포함하고 있어 통계적으로 유의하지 않았다. 마음챙김이 지각된 통제를 통해 정서조절 곤란에 영향을 주는 간접효과의 신뢰구간이[-.371, -.167] 0을 포함하지 않아 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 지각된 통제가 마음챙김이 정서조절 조절 곤란 관계에서 완전매개함을 의미한다.

표 3. 마음챙김, 지각된 통제, 정서조절 곤란의 회귀분석 결과

LLCI: Low Limit Confidence Interval

ULCI: Upper Limit Confidence Interval

Ⅴ. 논의

본 연구는 마음챙김과 정서조절의 관계에서 지각된 통제의 매개효과를 알아보았다. 지각된 통제가 마음 챙김이 정서조절 곤란에 미치는 영향에서 완전 매개효과를 나타내었다. 이는 마음챙김이 정서조절에 미치는 영향이 온전히 지각된 통제를 통해 나타난다는 것을 의미한다. 본 연구의 완전매개효과는 마음챙김과 걱정과의 관계에서 지각된 통제 매개효과 연구와 일치한다[37]. 이러한 결과의 함의는 다음과 같다.

첫째 마음챙김이 지각된 통제에 영향을 미치는 이유로 마음챙김이 더 통제적 방식일 수 있으며 이러한 방식이 정서조절에 영향을 미칠 수 있다. 개인은 자신이 좋아하는 것을 취하고 싫어하는 것은 피하고 싶어 한다. 그러나 마음챙김은 가려움을 즉각적으로 없애려 하기보다 그 경험을 있는 그대로 관찰한다. 마음 챙김은 인간의 쾌 불쾌 원리에 따라 행동하지 않도록 하는 더 통제적인 방식일 수 있다. 예를 들어 모기에 물려 가려운 피부를 긁는 것이 가려움을 있는 그대로 관찰하기보다 쉽고 자연스럽다. 따라서 마음챙김 수준이 높은 사람들은 그렇지 않은 사람들보다 높은 지각된 통제를 나타낼 수 있으며, 이것이 정서조절에 영향을 준다고 여겨진다. 즉 마음챙김이 높은 사람들은 분노, 우울감, 슬픔과 같이 회피하고 싶은 정서를 있는 그대로 경험할 수 있는 심리적 자원이 높아 지각된 통제가 높으며 그래서 정서조절을 잘한다고 보고할 수 있을 것이다.

둘째, 마음챙김은 경험을 통제하지 않는 것이 아니라 통제 욕구를 다루는 방식일 수 있다[25]. 불교적 맥락에서 심리적 괴로움은 지나친 욕심과 집착 때문에 발생한다고 가정한다[38]. 마음챙김 명상 또한 이러한 욕심과 집착에서 벗어나기 위한 수행방식이지 경험에 대한 통제 시도를 줄이는 것은 아니다.

이러한 함의는 마음챙김을 활용한 정서조절 프로그램에서 통제를 줄이는 방식으로 활용하는 것이 아니라 불쾌한 정서를 피하려고 하고 유쾌한 정서 취하고 싶어 하는 욕구에서 벗어나, 불쾌한 정서를 경험하고 유쾌한 경험이 없음을 경험하여 지각된 통제를 높일 수 있는 마음 챙김 프로그램을 개발하는 데 도움이 될 것으로 여겨진다.

본 연구의 제한점 및 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 연구 대상자가 경상북도에 소재한 대학생이며, 연령대가 20대 초반이라는 점에서 이 연구를 일반화시키기에는 다소 무리가 있을 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 다양한 연령과 지역의 사람을 대상으로 연구할 필요성이 있다. 둘째, 본 연구는 각 변인 간의 관계를 분석한 조사 연구이다. 따라서 각 변인 간의 인과적 관계를 일반화하기에 무리가 있다. 따라서 후속 연구에서는 실험 연구를 통해 마음챙김과 정서조절 관계에서 지각된 통제의 매개효과를 탐색할 필요가 있다.