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문제 정의
- 선행연구를 종합하면 자기자비 성향이 높은 사람이 능동 적인 정서조절 전략을 사용하여 자신의 부정적 정서와 스트레스를 낮추고(문은주, 최해연, 2015; 박신유, 2015; 조용래, 노상선, 2011), 이는 부부 간 갈등을 줄여주며 부부관계 질을 높임으로써 (김두길, 유영달, 2015; 이지혜, 채규만, 2012; 정문경, 김병석, 2014) 태아애착에 긍정적 영향을 미칠 것으로 추측할 수 있다(백현정, 2009; 정미라 등, 2012; Cohen, 2010; Mohamadirizi & Kordi, 2016). 따라서 본 연구는 자기자비와 태아애착의 관계에서 능동적 정서조절과 부부관계 질의 매개효과를 밝히고, 자기자비와 태아애착의 직․간접적인 경로를 탐색해보고자 한다. 이에 따른 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.
- 본 연구는 임산부의 자기자비, 능동적 정서조절, 부부관계 질, 태아애착 간의 구조적 관계를 규명하고, 능동적 정서조절과 부부관계 질이 자기자비와 태아애착 간의 관계를 매개하는지 살펴 보았다. 본 연구의 결과를 토대로 논의하면 다음과 같다.
- 이렇게 높아진 부부관계 질 혹은 결혼만족도는 임산부의 임신과 태아에 대한 태도를 긍정적으로 바꾸게 해주고, 지각된 스트레스를 낮추어 태아애착에 긍정적인 영향을 미친다(정미라 등, 2012). 본 연구에서는 이러한 연구결과를 고려하여 자기자비가 부부관계 질을 통해서 태아애착으로 가는 경로의 유의성을 밝힘으로써 자기자비라는 개인내적인 요인이 태아와의 관계로 가는 경로에서 배우 자와의 관계라는 대인관계적 요인이 매우 중요함을 밝혔다. 이는 결국 아이와의 긍정적인 관계 맺음과 발달은 임산부 혼자만의 몫이 아니라 배우자와의 관계도 중요함을 시사한다.
제안 방법
- 넷째, 자기자비가 능동적 정서조절과 부부관계 질을 통해서 태아애착에 미치는 이중매개경로가 유의하게 나타났다. 기존의 연구가 주로 자기자비와 태아애착의 관계에서 직접경로만 보거나 혹은 스트레스, 긍정정서 등과 같은 단일매개효과를 살펴보았다면, 본 연구에서는 자기자비가 능동적 정서조절과 부부관계 질을 거쳐 태아애착에 영향을 미치는 경로를 확인해 자기자비와 태아애착 사이의 기제를 확인하였다. 선행연구들에 의하면 자기자비가 자신의 정서를 명확히 인식하고 부정적인 상황에 대해 자비롭게 대응하도록 하여 능동적인 정서조절을 하게 이끌고(김민정 등, 2017; Cohen, 2010; Mohamadirizi & Kordi, 2016), 이것은 자신과 배우자 모두의 정서조 절에 긍정적인 작용을 하여 부부관계 질과 결혼만족도를 높여주고(김두길, 유영달, 2015; 이지혜, 채규만, 2012; 정문경, 김병석, 2014), 궁극적으로 임산부와 태아의 상호작용을 늘리고 애착을 강하게 만든다고 보고되었다(문은주, 최해연, 2015; 박신유, 2015; 조용래, 노상선, 2011).
- 모형검증은 측정모형을 검증한 후 구조모형을 검증하였으며 최대우도법(Maximum Likehood:ML) 추정방법을 사용하였다(Anderson & Gerbing, 1988). 모형 적합도는 모형간명성, 해석가능성, 표본크기에 대한 민감성을 고려하기 위해 CFI, TLI, RMSEA, SRMR를 모두 함께 보았다. TLI와 CFI는 .
- 능동적 양식은 부정적인 정서가 느껴질 때적극적으로 문제를 해결하려 계획하고 노력하는 것, 회피/분산적 양식은 주의를 분산시키거나 문제 상황을 일부로 피하려는 것, 지지추구적 양식은 타인에게 정서적 혹은 도구적 지지를 찾는 것을 의미한다. 본 연구에서는 긍정적인 정서조절양식으로 알려진 능동적 양식 8문항만을 분석에 사용하였다. 각 문항은 ‘거의 사용하지 않는다(1점)’에서 ‘자주 사용한다(5점)’의 5점 Likert 척도로 구성하였고, 점수가 높을수록 능동적 정서조절을 많이 사용하는 것을 의미한다.
- 이 척도는 3개의 하위척도로 이루어져 있는데 교류 영역 16문항, 정서 영역 16문항, 인지 영역 16문항으로 총 48문항으로 구성되어있다. 본 연구에서는 부부관계 질을 측정하기 위해 인지영역을 제외하고 교류와 정서 하위요인 32문항만을 사용하였다. 교류는 부부 간 얼마나 효율적으로 의사소통과 갈등해결을 하는지를 측정하는 것이고, 정서는 서로를 얼마나 존중하고 배려하는지, 애정표현을 얼마나 하는지를 측정한다.
- 임산부의 자기자비, 능동적 정서조절, 부부관계 질, 태아애착 간의 상관분석을 살펴보았다. 표 3에 주요 변인들 간의 상관계수, 평균 및 표준편차, 왜도, 첨도가 제시되어 있다.
- 또한 주요변인 들의 상관관계를 알아보기 위해 pearson 상관분석을 실시하였다. 주요변인들의 경로와 구조를 알아보기 위하여 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling: SEM) 분석을 실시하였는데, 그전에 각 변인이 정규분포를 따르는지 알아보기 위해 왜도, 첨도를 살펴보았고, 변인 간 다중공선성이 있는지를 확인하기 위해서 분산확대지수 값(VIF: Variance Inflation Factor)을 살펴보았다. 모형검증은 측정모형을 검증한 후 구조모형을 검증하였으며 최대우도법(Maximum Likehood:ML) 추정방법을 사용하였다(Anderson & Gerbing, 1988).
대상 데이터
- 본 조사는 G대학에서 주최하는 서울․경기 지역의 임산부 교육에 참여한 임산부를 대상으로 2016년 9월부터 12월까지 21개 구에서 시행되었으며 설문 작성에 소요된 시간은 10분가량이었다. 각 자치구에 연구의 취지와 목적에 대해 설명하고, 프로 그램 실시가 설문에 미치는 영향을 배제하기 위해 임산부 교육이 시작되기 전에 연구 참여에 동의하는 임산부 844명에게 설문지를 배부하였다. 수거된 설문 중 응답이 불성실한 8부를 제외한 836개를 분석에 사용하였다.
- 본 연구대상은 서울․경기지역 자치구의 임산부교육에 참여한 임산부 836명이다. 대상자의 인구통계학적 특징은 표 1과 같다.
- 설문 문항에 대한 이해도를 확인하기 위해 2016년 8월에 30명의 임산부를 대상으로 예비조사를 실시한 결과 문항 이해도에 문제가 없었다. 본 조사는 G대학에서 주최하는 서울․경기 지역의 임산부 교육에 참여한 임산부를 대상으로 2016년 9월부터 12월까지 21개 구에서 시행되었으며 설문 작성에 소요된 시간은 10분가량이었다. 각 자치구에 연구의 취지와 목적에 대해 설명하고, 프로 그램 실시가 설문에 미치는 영향을 배제하기 위해 임산부 교육이 시작되기 전에 연구 참여에 동의하는 임산부 844명에게 설문지를 배부하였다.
- 각 자치구에 연구의 취지와 목적에 대해 설명하고, 프로 그램 실시가 설문에 미치는 영향을 배제하기 위해 임산부 교육이 시작되기 전에 연구 참여에 동의하는 임산부 844명에게 설문지를 배부하였다. 수거된 설문 중 응답이 불성실한 8부를 제외한 836개를 분석에 사용하였다.
데이터처리
- 능동적 정서조절과 부부관계 질의 매개효과 유의성을 확인하기 위하여 Bootstrap분석을 실시하였고, 결과는 표 6에 제시되어있다. 본 절차에서 재표집한 표본 수는 10,000개였으며, 검증결과를 살펴보면 자기자비와 태아애착의 관계에서 인지적 자기조절의 매개효과 계수는 95% 신뢰 구간에서 .
- 먼저 자료의 가술통계량을 알아보기 위해 빈도분석과 기술통계분석을 하였으며, 사용된 측정도구들의 신뢰도 검증을 위하여 문항 간 내적일관성을 측정하는 Cronbach's α 계수를 산출하였다. 또한 주요변인 들의 상관관계를 알아보기 위해 pearson 상관분석을 실시하였다. 주요변인들의 경로와 구조를 알아보기 위하여 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling: SEM) 분석을 실시하였는데, 그전에 각 변인이 정규분포를 따르는지 알아보기 위해 왜도, 첨도를 살펴보았고, 변인 간 다중공선성이 있는지를 확인하기 위해서 분산확대지수 값(VIF: Variance Inflation Factor)을 살펴보았다.
- 먼저 자료의 가술통계량을 알아보기 위해 빈도분석과 기술통계분석을 하였으며, 사용된 측정도구들의 신뢰도 검증을 위하여 문항 간 내적일관성을 측정하는 Cronbach's α 계수를 산출하였다.
- 본 연구는 SPSS 21과 M-plus7 프로그램을 이용하여 자료 분석을 실시하였다. 먼저 자료의 가술통계량을 알아보기 위해 빈도분석과 기술통계분석을 하였으며, 사용된 측정도구들의 신뢰도 검증을 위하여 문항 간 내적일관성을 측정하는 Cronbach's α 계수를 산출하였다.
- 신뢰도 분석결과 보편적 인간성과 마음챙김 요인의 신뢰도가 .6 이하로 낮고 요인부하량 값이 .4 이하여서 자기자비 척도가 본 연구에서도 예상했던 하위영역으로 적용되는지를 확인하기 위해 promax 사각회전을 이용한 탐색적 요인분석과 보다 객관적인 요인수의 확보를 위해 parallel 분석(Wood, Tataryn & Gorsuch, 1996)을 추가로 실시하였다.
이론/모형
- 모형검증은 측정모형을 검증한 후 구조모형을 검증하였으며 최대우도법(Maximum Likehood:ML) 추정방법을 사용하였다(Anderson & Gerbing, 1988).
- 능동적 정서조절은 윤석빈(1999)이 개발한 척도를 임전옥과 장성숙(2003)이 수정․보완한 것을 사용하였다. 본 척도는 3개의 하위영역으로 능동적 양식(8문항), 지지추구적 양식(8문항), 회피/분산적 양식(9문항) 총 25문항으로 구성되어 있다.
- 08이하면 좋은 적합도로 본다(Hu & Bentler, 1999). 마지막으로 각 매개변인의 매개효과검증을 위해 Shrout와 Bolger(2002)가 제시한 Bootstrap방법을 사용하였다.
- 본 연구에서는 측정모형의 검증을 하기에 앞서 측정오차를 줄이고 모형의 적합도를 좋게 만들기 위하여 Campbell(1976)의 Random algorithm 방식에 따라 능동적 정서조절을 2개의 측정변수로 나누어 측정모형을 구성하는 Item parcelling 방법을 사용하였다(Kishton & Widaman, 1994).
- 부부관계 질을 측정하기 위해 정현숙(2001)이 개발한 한국형 결혼만족도 척도를 사용하였다. 이 척도는 3개의 하위척도로 이루어져 있는데 교류 영역 16문항, 정서 영역 16문항, 인지 영역 16문항으로 총 48문항으로 구성되어있다.
- 임산부의 자기자비 성향을 측정하기 위해 Neff(2003)의 Self Compassion Scale(SCS)을 김경의, 이금단, 조용래, 채숙희 그리고 이우경(2008)이 번안하고 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 총 6개의 하위영역으로 자기친절(5문항), 자기판단(5문항), 보편적 인간성(4문항), 고립(4문항), 마음챙김(4문항), 과잉동일시(4문항)의 총 26문항으로 구성되어있고, 자기판단, 고립, 과잉동 일시 문항은 각각 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김의 반대되는 의미로 모두 역채점하였다.
- 임산부의 태아애착을 측정하기 위해 Cranley(1981)가 개발하고 이경숙 등(2013)이 번안 및 타당화를 한 태아애착 척도(Maternal Fetal Attachment Scale; MFAS)를 사용하였다. 이 척도는 5개의 하위척도로 자신과 태아의 구별 2문항, 태아와의 상호작용 2문항, 태아의 특성과 의도추측 3문항, 자기제공 5문항, 역할취득 4문항의 총 16문항으로 구성되어 있다.
성능/효과
- 모형 적합도는 모형간명성, 해석가능성, 표본크기에 대한 민감성을 고려하기 위해 CFI, TLI, RMSEA, SRMR를 모두 함께 보았다. TLI와 CFI는 .95이상이면 모형의 적합도가 좋은 것이고, .90이면 보통 수준으로 해석되며, RMSEA는 .05이하이면 좋은 적합도, .08이하이면 보통, .10이상이면 나쁜 적합도로 판정된다. SRMR은 .
- 각 변인들의 정규성을 검증하기 위해 왜도와 첨도를 살펴본 결과 모든 변인이 정규분포 기준에 적합했으며(Curran, West, & Finch, 1996), 분산확대지수(VIF: Variance Inflation Factor)를 살펴본 결과 모든 독립변인의 VIF가 1.01∼1.26로 나타나 다중공선성이 없다고 판명되었다.
- 셋째, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향을 매개하는 변인을 강화하여 결과적으로 태아와의 관계를 개선하고, 나아가 출산 후 영유아와의 관계까지 긍정적으로 변화시킬 수 있음을 제시한데 의의가 있다. 넷째, 예비부모교육과 부부관계증진 프로그램 등을 시행할 때 대상자들의 자기자비 성향을 고양시킬 수 있도록 실천적 접근방법으로 훈련시키고, 지역사회와 연계하여 프로그램을 운영하도록 사회적 측면에서의 기초 자료를 제공하였다는데 의의가 있다.
- 넷째, 자기자비가 능동적 정서조절과 부부관계 질을 통해서 태아애착에 미치는 이중매개경로가 유의하게 나타났다. 기존의 연구가 주로 자기자비와 태아애착의 관계에서 직접경로만 보거나 혹은 스트레스, 긍정정서 등과 같은 단일매개효과를 살펴보았다면, 본 연구에서는 자기자비가 능동적 정서조절과 부부관계 질을 거쳐 태아애착에 영향을 미치는 경로를 확인해 자기자비와 태아애착 사이의 기제를 확인하였다.
- 둘째, 자기자비가 능동적 정서조절을 통해서 태아애착에 미치는 매개경로가 유의한 것으로 나타났다. 즉 자기자비성향이 높은 사람들은 정서를 명확하게 인식하고 이해하며, 부정정서를 없애기 위해 적극적인 계획을 세우고 행동을 하는데, 이러한 특성이 태아와의 상호작용과 애착을 높여준다는 것이다.
- 첫째, 임산부의 태아애착에 영향을 주는 요인으로 자기자비, 능동적 정서조절과 같은 심리적 요인과 부부관계 질이라는 관계적 요인을 총체적으로 함께 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 둘째, 최근 긍정심리학에 대한 관심이 높아지면서 개인 내적인 요인 중 대표적인 요인으로 마음챙김과 자기자비 변인을 선정하여, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향 사이의 매개효과를 밝혔다는데 의의가 있다. 셋째, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향을 매개하는 변인을 강화하여 결과적으로 태아와의 관계를 개선하고, 나아가 출산 후 영유아와의 관계까지 긍정적으로 변화시킬 수 있음을 제시한데 의의가 있다.
- 따라서 모형의 수정없이 연구모형을 최종모형으로 채택하였고, 모형의 적합도는 χ2 = 150.45(df = 48), CFI = .98, TLI = .97, RMSEA = .05, SRMR = .03로 나타나 전체적으로 양호하다고 볼 수 있다.
- 마지막 으로 부부관계 질과 태아애착 간에도 모든 하위요인 간에 유의한 정적상관(r = .14∼.30, p < .01) 이 나타났다.
- 변인들 간의 상관관계를 살펴보면, 자기자비와 능동적 정서조절은 모든 하위요인 간에 유의한 정적상관(r = .12∼.62, p < .01)이 나타났고, 부부관계 질과도 정적상관(r = .22∼.34, p < .01)이 나타났으며, 자기자비와 태아애착 간에는 자기자비의 일부 요인과 태아애착의 자신과 태아의 구별, 태아의 특성과 의도추측 요인을 제외한 모든 하위요인에서 유의한 정적상관(r = .11∼.30, p < .01)이 나타났다.
- 본 연구에서 전체 신뢰도계수(Cronbach's α)는.91, 하위요인별 신뢰도 값은 각각 .85, .90, .72로 나타났다.
- 본 연구에서 주요변인들의 매개효과에 대한 구조모형을 검증한 결과, 연구모형으로 설정한 모든 경로가 유의하게 나타났다. 따라서 모형의 수정없이 연구모형을 최종모형으로 채택하였고, 모형의 적합도는 χ2 = 150.
- 긍정적인 정서를 갖는 산모는 더 사교적이며 친사회적이고 협력적인 특성을 가지고 있으며(Lyubomirsky, King, & Diener, 2005), 산모의 긍정적인 정서는 태아애착에 영향을 미친다. 본 연구에서도 자기자비 성향이 임산부의 긍정적 정서조절에 영향을 미쳐서 아이와의 애착에 영향을 주는 것으로 나타나 긍정적 정서조절의 매개효과를 보여주었다. 이는 단순히 자기자비 성향을 높이기 위해서 자신에게 자애로운 마음만을 교육시킬 것이 아니라 임산부의 부정적인 정서를 능동적으로 조절하는 방법을 강조해야한다는 것을 시사한다.
- 본 절차에서 재표집한 표본 수는 10,000개였으며, 검증결과를 살펴보면 자기자비와 태아애착의 관계에서 인지적 자기조절의 매개효과 계수는 95% 신뢰 구간에서 .01-.06로 신뢰구간 사이에 0을 포함하지 않아 능동적 자기조절의 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 나타났고, 부부관계 질의 매개효과 계수도 마찬가지로 95% 신뢰구간에서 .02-.05로 신뢰구간 사이에 0을 포함하지 않아 매개효과가 유의한 것으로 나타났으며, 자기자비와 태아애착의 관계에서 능동적 정서조절과 부부관계 질의 이중매개효과 또한 .01-.02로 통계적 으로 유의한 것으로 나타났다(Preacher & Hayes, 2004).
- 분석결과 본 연구에서는 6요인이 아닌 3요인이 더 적합한 것으로 나타나 요인분석 결과에 따라 자기친절과 마음챙김 하위요인을 묶어서 ‘긍정적 자기자비’로 명명하여 요인1로, 자기판단과 고립, 과잉동일시 하위요인을 묶어서 ‘부정적 자기자비’로 명명하여 요인2로, 보편적 인간성을 요인3으로 보았다.
- 셋째, 자기자비가 부부관계 질을 통해서 태아애착에 미치는 매개경로가 유의하게 나타났다. 그동안 이러한 매개경로를 살펴본 연구는 없었지만, 자기자비가 대인관계, 부부 및 연인관계에 유의한 영향을 미친다는 연구(류석진, 조현주, 2015; Yarnell & Neff, 2013; Neff & Beretvas, 2013) 와 부부관계 질이 태아애착에 미치는 영향을 밝힌 연구들(백현정, 2009; 정미라 등, 2012)을 지지 하는 결과이다.
- 둘째, 최근 긍정심리학에 대한 관심이 높아지면서 개인 내적인 요인 중 대표적인 요인으로 마음챙김과 자기자비 변인을 선정하여, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향 사이의 매개효과를 밝혔다는데 의의가 있다. 셋째, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향을 매개하는 변인을 강화하여 결과적으로 태아와의 관계를 개선하고, 나아가 출산 후 영유아와의 관계까지 긍정적으로 변화시킬 수 있음을 제시한데 의의가 있다. 넷째, 예비부모교육과 부부관계증진 프로그램 등을 시행할 때 대상자들의 자기자비 성향을 고양시킬 수 있도록 실천적 접근방법으로 훈련시키고, 지역사회와 연계하여 프로그램을 운영하도록 사회적 측면에서의 기초 자료를 제공하였다는데 의의가 있다.
- 주요변인의 측정변인 간 확인적 요인분석(CFA: Confirmatory Factor Analysis)을 한 결과 χ2 = 150.45(df = 48), CFI = .98, TLI = .97, RMSEA = .05, SRMR = .03으로 나타났고, 결과표는 표 2에 제시되어있다.
- 본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 임산부의 태아애착에 영향을 주는 요인으로 자기자비, 능동적 정서조절과 같은 심리적 요인과 부부관계 질이라는 관계적 요인을 총체적으로 함께 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 둘째, 최근 긍정심리학에 대한 관심이 높아지면서 개인 내적인 요인 중 대표적인 요인으로 마음챙김과 자기자비 변인을 선정하여, 자기자비가 태아애착에 미치는 영향 사이의 매개효과를 밝혔다는데 의의가 있다.
- 첫째, 자기자비가 태아애착에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 임산부의 자기자비 성향이 태아와의 상호작용과 애착형성에 긍정적인 영향을 미친다고 나타난 선행연구(Cohen, 2010; Mohamadirizi & Kordi, 2016)를 지지하는 결과이다.
- 최종모형의 경로를 구체적으로 살펴보면, 자기자비가 능동적 정서조절(β = .53, p < .001)과 부부관계 질(β = .27, p < .001), 태아애착(β = .15, p < .01)에 모두 유의한 정적인 영향을 주었고, 능동적 정서조절은 부부관계 질(β = .15, p < .01)과 태아애착(β = .14, p < .01)에 유의한 정적영향을 주었다.
후속연구
- 또한 인지적으로 능동적인 정서조절전략을 많이 활용할 수 있도록 정서조절하는 방법에 대한 내용 뿐 아니라 배우자 지지와 사회적 지원을 강화할 수 있는 부모교육 프로그램 개발이 필요할 것이다. 결론적으로, 임산부들이 임신기라는 심리적으로 힘든 시기에 적절한 태아애착을 형성할 수 있도록 자기자비와 능동적 정서조절, 배우자 지지에 대한 교육을 하는 것이 필요하며, 이를 바탕으로 다양한 임산기 부부 및 영유아기 부모 대상 교육 및 중재법들이 개발되어야 할것이다.
- 첫째, 본 연구의 대상은 서울·경기 지역의 임산부 교육에 참여한 임산부를 대상으로 한 것으로, 추후에는 다양한 지역과 연령, 소득 등 다양한 사회인구학적인 배경을 가진 임산부를 포함하여 연구가 진행되어야 할 것이다. 둘째, 태아애착은 영유아기 애착과 발달에도 영향을 미칠 수 있으므로, 자기자비와 능동적 정서조절, 부부관계 질이 출산 후 영유아기 발달에 미치는 영향에 대한 종단연구가 필요하다. 셋째, 본 연구에서는 태아애착에 미치는 심리적 특성으로 자기자비를 살펴보았으나 추후 연구에서는 자기자비와 관련된 공감능력, 행복감 및 주관적 안녕감 등의 변인을 포함하여 자기자비의 매개효과와 조절효과에 대한 연구를 진행해야 할 것이다.
- 따라서 임산부의 태아애착을 높이기 위해서는 마음챙김과 자기자비의 중요성에 대한 교육을 통해 자기자비성향을 높여주어야 할것이다. 또한 인지적으로 능동적인 정서조절전략을 많이 활용할 수 있도록 정서조절하는 방법에 대한 내용 뿐 아니라 배우자 지지와 사회적 지원을 강화할 수 있는 부모교육 프로그램 개발이 필요할 것이다. 결론적으로, 임산부들이 임신기라는 심리적으로 힘든 시기에 적절한 태아애착을 형성할 수 있도록 자기자비와 능동적 정서조절, 배우자 지지에 대한 교육을 하는 것이 필요하며, 이를 바탕으로 다양한 임산기 부부 및 영유아기 부모 대상 교육 및 중재법들이 개발되어야 할것이다.
- 둘째, 태아애착은 영유아기 애착과 발달에도 영향을 미칠 수 있으므로, 자기자비와 능동적 정서조절, 부부관계 질이 출산 후 영유아기 발달에 미치는 영향에 대한 종단연구가 필요하다. 셋째, 본 연구에서는 태아애착에 미치는 심리적 특성으로 자기자비를 살펴보았으나 추후 연구에서는 자기자비와 관련된 공감능력, 행복감 및 주관적 안녕감 등의 변인을 포함하여 자기자비의 매개효과와 조절효과에 대한 연구를 진행해야 할 것이다.
- 임신기간 배우자와의 긍정적인 관계는 임신에 대한 부정적 태도를 감소시키고, 태아에 대한 거부감을 적게 표현하게 한다고 밝힌 연구 결과(Gourounti, Anagnostopoulos, & Sandall, 2014)를 통해 배우자와의 긍정적인 관계형성이 태아 애착에 긍정적인 영향을 미칠 수 있을 것으로 예측할 수 있다. 이와 같은 선행연구의 결과를 종합해보면 자기자비가 부부관계 질을 통해서 태아애착에 영향을 미칠 것으로 예측할 수 있으므로 임신기 배우자와의 관계를 함께 살펴보는 것은 매우 의미 있는 연구가 될 것이다.
- 첫째, 본 연구의 대상은 서울·경기 지역의 임산부 교육에 참여한 임산부를 대상으로 한 것으로, 추후에는 다양한 지역과 연령, 소득 등 다양한 사회인구학적인 배경을 가진 임산부를 포함하여 연구가 진행되어야 할 것이다.
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