본 연구는 마음챙김명상을 적용한 프로그램이 고등학생들의 신체자각, 신체통찰 및 자기자비, 자기효능감, 자기조절에 미치는 효과를 검증하고자 하는 데 목적이 있다. 이를 위하여 고등학생 46명을 모집하여 마음챙김 명상프로그램을 적용한 실험집단 23명, 통제집단 23명으로 나누어 연구를 진행하였다. 2019년 5월부터 2019년 6월까지, 주 2회 총10회기였다. 측정도구는 신체자각(Korean- Multidimensional Assessment of Interoceptive Awereness : K-MAIA) 신체통찰(Korean-Body Insight Scale: K-BIS), 자기자비(Korean version of the Self-Compassion Scale: K-SCS) 자기효능감(General ...
본 연구는 마음챙김명상을 적용한 프로그램이 고등학생들의 신체자각, 신체통찰 및 자기자비, 자기효능감, 자기조절에 미치는 효과를 검증하고자 하는 데 목적이 있다. 이를 위하여 고등학생 46명을 모집하여 마음챙김 명상프로그램을 적용한 실험집단 23명, 통제집단 23명으로 나누어 연구를 진행하였다. 2019년 5월부터 2019년 6월까지, 주 2회 총10회기였다. 측정도구는 신체자각(Korean- Multidimensional Assessment of Interoceptive Awereness : K-MAIA) 신체통찰(Korean-Body Insight Scale: K-BIS), 자기자비(Korean version of the Self-Compassion Scale: K-SCS) 자기효능감(General Self-Efficacy Scale: GSES), 자기조절(Volition Component Inventory: VCI)이다. 자료분석으로는 SPSS(Statistical Package for the Social Science) 22.0을 사용하였다. 프로그램 구성을 위해 본 연구의 변인을 고려하여 목표및 기대효과를 수립하고 각 단계를 세분화하여 마음챙김명상 프로그램을 구성하였다. 프로그램 단계를 1~3단계로 구분하였으며, 김봉구(2016), 배미진(2018), 이경란(2017), 이서영(2018), 박연호(2019)의 선행연구를 바탕으로 본 연구에 맞게 수정· 보완하였고, 일부 프로그램은 연구자가 새롭게 재구성하였다. 연구대상자의 인구통계학적 특성분석을 위해 빈도분석을 실시하고 측정도구들의 신뢰도를 알아보기 위해 각 척도의 Cronbach’s α를 산출하였으며, 각 변수들의 상관관계를 살펴보기 위해 Pearson 상관계수를 구하였다. 그리고 마음챙김명상 프로그램을 실시하기 전 실험집단과 통제집단의 동질성을 검증하기 위하여 맨 휘트니 U 검증(Mann-Whitney U test)을 실시하였고, 마음챙김명상 프로그램의 효과를 살펴보기 위해 실험집단과통제집단으로 나누어 비모수 검증인 윌콕슨 부호 순위 검증(Wilcoxon Signed ranks test)을 실시하였다. 연구결과로는 신체자각에서는 신체자각 전체(Z=-3.271, p< .01)와 하위영역 중 감각자각(Z=-2.147, p< .05), 주의조절(Z=-2.113, p< .05), 감각복귀(Z=-3.715, p< .001), 신뢰(Z=-3.053, p< .01)에서 유의미하게 향상되었으며, 감각수용 ( Z=-1.901, p> .05), 심신연결성 자각( Z=-1.350, p> .05)에서는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 신체통찰에서는 신체통찰 전체(Z=-2.051, p< .05)와 하위영역 중 에너지 신체지각(Z=-2.948, p< .01)에서 유의미한 향상을 보였으나, 편안함 신체지각( Z=-.044, p> .05)과 내부 신체지각(Z=-1.926,p> .05)에서는 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. 자기자비에서는 자기자비 긍정요인 전체(Z=-2.291, p< .05)와 하위영역중 자기친절(Z=-2.608, p< .01)에서 유의미하게 향상되었으며, 보편적 인간성(Z=-1.819, p> .05)과 마음챙김(Z=-1.837, p> .05)에서는 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 또한 자기자비 부정요인 전체((Z=-1.173, p> .05)와 하위영역 전체인 자기판단(Z=-1.236, p> .05), 고립(Z=-.907, p> .05), 과잉동일시 (Z=-1.466 ,p> 05)에서 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 자기효능감에서는 자기효능감 전체(Z=-2.454, p< .05)와 하위영역 중 과제난이도(Z=-2.455, p< .05)에서 유의미하게 향상되었으나, 자신감(Z=-.875, p> .05), 자기조절 효능감(Z=-1.903, p> .05)에서는 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 자기조절능력에서는 자기조절능력 전체(Z=-1.610, p>.05)와 모든 하위영역, 즉 자기조절(Z=-1.814, p> .05), 의지적 억제(Z=-.783, p> .05)에서 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 이는 마음챙김명상 프로그램이 고등학생의 신체자각, 신체통찰, 자기자비, 자기효능감 증진에 유용하게 활용할 수 있음을 시사한다. 본 연구는 마음챙김명상 프로그램을 고등학생에게 실시하여 각 변인에 대한 사전, 사후 검사를 통하여 그 효과성을 알아본다는 데 의의가 있다.
본 연구는 마음챙김명상을 적용한 프로그램이 고등학생들의 신체자각, 신체통찰 및 자기자비, 자기효능감, 자기조절에 미치는 효과를 검증하고자 하는 데 목적이 있다. 이를 위하여 고등학생 46명을 모집하여 마음챙김 명상프로그램을 적용한 실험집단 23명, 통제집단 23명으로 나누어 연구를 진행하였다. 2019년 5월부터 2019년 6월까지, 주 2회 총10회기였다. 측정도구는 신체자각(Korean- Multidimensional Assessment of Interoceptive Awereness : K-MAIA) 신체통찰(Korean-Body Insight Scale: K-BIS), 자기자비(Korean version of the Self-Compassion Scale: K-SCS) 자기효능감(General Self-Efficacy Scale: GSES), 자기조절(Volition Component Inventory: VCI)이다. 자료분석으로는 SPSS(Statistical Package for the Social Science) 22.0을 사용하였다. 프로그램 구성을 위해 본 연구의 변인을 고려하여 목표및 기대효과를 수립하고 각 단계를 세분화하여 마음챙김명상 프로그램을 구성하였다. 프로그램 단계를 1~3단계로 구분하였으며, 김봉구(2016), 배미진(2018), 이경란(2017), 이서영(2018), 박연호(2019)의 선행연구를 바탕으로 본 연구에 맞게 수정· 보완하였고, 일부 프로그램은 연구자가 새롭게 재구성하였다. 연구대상자의 인구통계학적 특성분석을 위해 빈도분석을 실시하고 측정도구들의 신뢰도를 알아보기 위해 각 척도의 Cronbach’s α를 산출하였으며, 각 변수들의 상관관계를 살펴보기 위해 Pearson 상관계수를 구하였다. 그리고 마음챙김명상 프로그램을 실시하기 전 실험집단과 통제집단의 동질성을 검증하기 위하여 맨 휘트니 U 검증(Mann-Whitney U test)을 실시하였고, 마음챙김명상 프로그램의 효과를 살펴보기 위해 실험집단과통제집단으로 나누어 비모수 검증인 윌콕슨 부호 순위 검증(Wilcoxon Signed ranks test)을 실시하였다. 연구결과로는 신체자각에서는 신체자각 전체(Z=-3.271, p< .01)와 하위영역 중 감각자각(Z=-2.147, p< .05), 주의조절(Z=-2.113, p< .05), 감각복귀(Z=-3.715, p< .001), 신뢰(Z=-3.053, p< .01)에서 유의미하게 향상되었으며, 감각수용 ( Z=-1.901, p> .05), 심신연결성 자각( Z=-1.350, p> .05)에서는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 신체통찰에서는 신체통찰 전체(Z=-2.051, p< .05)와 하위영역 중 에너지 신체지각(Z=-2.948, p< .01)에서 유의미한 향상을 보였으나, 편안함 신체지각( Z=-.044, p> .05)과 내부 신체지각(Z=-1.926,p> .05)에서는 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. 자기자비에서는 자기자비 긍정요인 전체(Z=-2.291, p< .05)와 하위영역중 자기친절(Z=-2.608, p< .01)에서 유의미하게 향상되었으며, 보편적 인간성(Z=-1.819, p> .05)과 마음챙김(Z=-1.837, p> .05)에서는 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 또한 자기자비 부정요인 전체((Z=-1.173, p> .05)와 하위영역 전체인 자기판단(Z=-1.236, p> .05), 고립(Z=-.907, p> .05), 과잉동일시 (Z=-1.466 ,p> 05)에서 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 자기효능감에서는 자기효능감 전체(Z=-2.454, p< .05)와 하위영역 중 과제난이도(Z=-2.455, p< .05)에서 유의미하게 향상되었으나, 자신감(Z=-.875, p> .05), 자기조절 효능감(Z=-1.903, p> .05)에서는 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 자기조절능력에서는 자기조절능력 전체(Z=-1.610, p>.05)와 모든 하위영역, 즉 자기조절(Z=-1.814, p> .05), 의지적 억제(Z=-.783, p> .05)에서 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 이는 마음챙김명상 프로그램이 고등학생의 신체자각, 신체통찰, 자기자비, 자기효능감 증진에 유용하게 활용할 수 있음을 시사한다. 본 연구는 마음챙김명상 프로그램을 고등학생에게 실시하여 각 변인에 대한 사전, 사후 검사를 통하여 그 효과성을 알아본다는 데 의의가 있다.
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