In this study, in order to identify how mindfulness improves each other's happiness, the previous research was reviewed, through which self-esteem and materialism were chosen as the mediating variables between mindfulness and happiness. The current study demonstrated that the prediction of happiness by mindfulness was mediated by self-esteem and materialism indirectly, not directly. Mindfulness increased self-esteem, decreased materialism, and finally, positively influenced happiness. The results indicated that mindfulness can influence life's value (materialism), as well as individual self-perception.
자기존중감은 자기개념(self-concept)에서 중요하게 다루어지는 개념이다. 자기존중감은 자기 자신에 대한 주관적 평가로서 개인이 자신을 능력있고, 의미있고, 성공적으로 믿는 정도(Coopersmith, 1967) 또는 자기 가치와 자기 수용을 포함한 자기에 대한 느낌으로서, 자기 개념들과 연합된 가치와 능력에 대한 자기 평가로서의 긍정적 태도(Baumeister, Tice, & Hutton 1989)라고 할 수 있다.
사람들은 일반적으로 자기존중감을 높게 유지하려는 동기를 갖고 있고, 이 동기가 인간 행동의 많은 부분의 기저에 있다는 생각은 현대의 과학심리학부터 시작해서, 심리학 이론에서 핵심적인 주제이다(Crocker & Wolfe, 2001; Fein & Spencer, 1997; Horney, 1937; James, 1890; Kernis & Waschull, 1995; Sullivan, 1953; Tesser, 1988). 사실, 심리학이나 다른 학문 분야에서도 인간에게는 자기존중감을 높게 유지하려는 욕구와 동기가 있고, 자기존중감이 삶에 긍정적인 영향을 미친다는 점을 인정하고 있다.
자기존중감은 일반적으로 적응적이며, 광범위한 바람직한 결과들(Pyszczynski, Greenberg, Solomon, Arndt, & Schimel, 2004)과 관련이 있다. Tafarodi와 Swann(1995)은 삶에 대한 태도에 있어서도 자기존중감이 높은 사람은 자신이 완전하지 못하지만 능력이 있으며, 살 가치가 있고 성장할 것이라 믿지만, 자기존중감이 낮은 사람은 자신에 대해 불만족하고 자기 거부, 자기 멸시 등의 경험이 있으며, 살 능력과 가치가 없다고 느끼는 경향을 보인다고 하였다. Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs(2003)는 자기존중감이 높다고 더 긍정적인 인간관계를 형성하는 것은 아니지만, 그런 사람은 더 행복하고, 더 주도적이라고 하였다.
일반적으로 물질주의(materialism)는 정신적인 것에 비해서 물질적인 것 즉, 돈이나 고가의 물건을 더 중요시하는 가치관을 의미한다. 물질주의에 대한 정의를 보면, 재화에 대한 강한 욕망(Mukerji, 1983), 인생에 있어서 물질적 소유가 중요하다고 여기는 일련의 믿음들(Richins & Dawson, 1992), 또는 개인의 행복과 사회적 진보를 위해 물질적 소유나 돈이 중요하다고 여기는 경향(Ward & Wackman, 1971) 등이 있다. 또는 소비 중심적인 성향(Belk, 1985)이나 물질에 큰 의미를 부여하는 가치관(Burroughs & Rindfleisch, 2002)으로 정의하기도 한다. 이러한 물질주의적인 가치관을 가진 사람은 고가의 물건을 가진 사람을 부러워하고 타인에게 관용적이지 못하며, 소유욕이 강하고, 자신의 행복이나 성공 여부를 물질 소유를 기준으로 판단하려 하고, 물질 소유가 일상생활에서 중심적인 관심사가 된다(Richins & Dawson, 1992). Belk(1985)는 물질주의와 관련된 성격 특질 3가지를 설명하였는데, 관대하지 않음(non-generosity), 질투(envy), 강한 소유욕(possessiveness)이 그에 속한다.
마음챙김은 지금 이 순간 의식 속에 일어나는 생각, 감정, 감각을 있는 그대로 비판단적으로 알아차리는 것이다. 마음챙김은 본래 “기억하다”는 의미를 가진 팔리어(Pali)인 Sati에서 유래된 것이지만, 의식의 한 양식으로, 마음의 현존(presence of mind)을 의미한다(Bodhi, 2000; Nyaniponika, 1973). Kabat-Zinn(1990)은 마음챙김을 주의 집중하는 특별한 양식으로 정의하는데, 경험하는 매순간 마다 주의를 집중하고, 자신의 몸과 마음을 의도적, 비판단적으로 관찰하고, 있는 그대로 수용하는 것으로 정의한다. Brown, Ryan(2003)은 마음챙김을 “현재의 사건과 경험에 대한 수용적 주의와 자각”으로 정의하였다.
행복은 연구자에 따라 다양한 용어로 표현되고, 혼용되고 있다. 행복과 유사한 용어로서 주관적 안녕감(subjective well-being), 심리적 안녕감(psychological well-being), 주관적 삶의 질(subjective quality of life), 삶의 만족도(life satisfaction), 안녕감(well-being) 등 다양하게 존재한다. 본 연구에서는 주관적 안녕감(subjective well-being)과 행복감(happiness)을 큰 범주에서 궁극적으로 행복을 의미하는 개념으로 수용하고 사용하고자 한다.
행복이나 주관적 안녕감의 초기 연구들에 의하면 수입, 교육, 연령, 인종, 성별 등의 외적·인구학적 변인이 행복이나 주관적 안녕감에 미치는 영향은 매우 작다(Diener, Sandvik, Seidlitz, & Diener, 1993). Argyle(1987)은 주관적 안녕감의 예측 변인에 긍정적 자기 존중감, 지지적인 사회관계, 내적 통제의 소재, 외향성 등이 포함된다고 밝혔다. 또한 행복(주관적 안녕감)은 인생에서 벌어지는 일시적 사건들의 영향(Headey & Wearing, 1990)과 어떤 상황에 의해 유발된 감정임에도 불구하고 꽤 안정적인 성격적 특성을 가진다(Headey & Wearing, 1992; Magnus & Diener, 1991; Sandvik, Diener, & Seidlitz, 1993). 따라서, 행복(주관적 안녕감)은 외적인 조건뿐만 아니라 내적인 심리적 속성과 연계되어 있음을 알 수 있다.
마음챙김과 행복과의 관계는 비교적 최근에 연구되기 시작하였다. Hollis-Walker와 Colosimo(2011)은 명상을 하지 않는 사람들을 대상으로 마음챙김과 행복의 여러 지표들 사이를 연구하였다. 특히, 마음챙김이 증가할수록, 심리적 안녕감(psychological well-being)이 증가한다는 것을 발견하였고, 이 둘 사이의 관계를 자기-연민(selfcompassion)이 부분 매개함을 발견하였다. Seear와 Vella-Brodrick(2013)은 안녕감을 증가시키기 위한 긍정심리학의 개입들의 효과를 검증하는 연구를 진행하며, 기질적 마음챙김의 역할에 대해서 탐색하였다. 결과적으로, 마음챙김이 증가하는 것이 긍정적 정서가 증가하고, 부정적 정서를 줄이고, 안녕감을 증가시키는 것으로 나타났다. Harrington, Loffredo와 Perz(2014) 또한 기질적 마음챙김과 심리적 안녕감 사이의 관계를 확인하였는데, 정적인 상관 관계를 가지는 것으로 나타났고, 인과적인 관계를 가질 수 있음을 보였다. Bluth와 Blanton(2014)은 청소년들을 대상으로 마음챙김과 정서적 안녕감 사이의 정적인 관계를 발견하였고, Hee, Subramanian, Rahmat과 Phang(2014)은 간호사들을 대상으로 마음챙김 훈련을 통해 간접적으로 마음챙김이 스트레스를 줄이고, 행복을 증가시키는데 영향을 끼침을 발견하였다.
마음챙김이 행복에 긍정적 영향을 미치고 있다는 점은 여러 연구를 통해 밝혀졌다. 마음챙김과 행복 간의 관계는 주로 마음챙김 명상의 결과에 대한 연구를 통해 확인되었다. 행복을 측정하는 지표로 긍정적 정서와 부정적 정서를 사용한 연구에서는 마음챙김이 부정적 정서와는 부적 관계를 가지고, 긍정 정서와는 정적 상관을 가지는 것으로 나타났다(Baer, Smith, & Allen, 2004; Brown & Ryan, 2003; Buchheld, Grossman, & Walach, 2001; Lau et al., 2006). Argyle(2001, 2005)는 마음챙김이 부정적인 정서를 감소시켰다고 보고하였다. 이것은 마음챙김이 행복을 감소시키는 요인을 약화시켰다는 것을 의미한다. 또한 마음챙김은 긍정적 정서를 증대시키는데(Brown & Ryan, 2003), 긍정적 사건은 개인을 행복하게 한다는 것을 고려할 때(Argyle, 2001, 2005), 마음챙김은 행복에 영향을 줄 가능성이 높다. 마음챙김 변인 연구나 마음챙김 명상을 통해 안녕감이 증진되는 연구 또한 존재한다(강진호, 유형근, 손현동, 2009; 강혜윤 남정현, 2013; 김천수, 노안영, 2013; 문정순, 한규석, 2012; 박혜민, 채규만, 2012; 안혜원, 천성문, 2010; 이우경, 방희정, 2008; 조용래, 채숙희, 최연숙, 2009; Bowlin, & Baer, 2012; Hölzela et al., 2011).
마음챙김은 자기존중감에 정적으로 영향을 준다. Zamir(2013)은 마음챙김이 자기존중감을 통해 삶의 만족도에 영향을 주는 것을 발견하였다. 또한 Thompson과 Waltz(2008)은 마음챙김, 자기존중감, 무조건적 자기-수용 간에 정적인 상관이 있다고 하였다. Rasmussen과 Ridgeon(2011)는 기질적 마음챙김과 사회 불안 사이에서 자기존중감이 부분 매개 역할을 하여, 마음챙김이 자기존중감을 통해 사회 불안을 감소시킨다고 주장하였다.
자기존중감은 행복에 정적인 영향을 준다. 여러연구들을 보면, 공통적으로 자기존중감이 높은 사람들은 행복의 구성개념인 안녕감과 정적인 관련성을 가지는 것으로 나타나고 있다. 일반적으로, 자기 자신을 얼마나 가치있게 생각하는가는 우리의 삶에 대해 만족하도록 만드는 것 같다(Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999; Suh, 2000). 자기존중감이 높은 사람들이 생활만족도도 높고(Diener et al., 1995), 자기존중감을 높게 지각하는 사람들이 행복수준도 높게 인지하고 있는 것으로 나타났다(Lucas, Diener, & Suh, 1996). Campbell(1981)은 자기존중감이 주관적 안녕감에 가장 큰 영향을 준다고 하였다. 또한 박은아(2003)의 연구에서도 자기존중감과 주관적 안녕감 사이에 유의미한 긍정적 관계를 가지는 것으로 나타났다. 류정희(2012)도 고등학생을 대상으로 주관적 안녕감과 심리적 안녕감이 자기존중감과 갖는 관계를 다룬 연구에서, 자기존중감이 두 가지의 안녕감과 유의미한 관련성을 가지는 변인임을 밝혀냈다.
물질주의 성향이 강한 사람들은 내적 경험보다는 가시적인 물질이나 타인의 평가에 더 많은 주의를 둘 수 있다. 주의가 물질 획득 그 자체나 사회적 상징(부와 성공)에 집중되기 때문에 소비의 본질이나 자기 자신에 대해서 주의를 상실 할 수 있다. 마음챙김의 순수한 주의는 자의식을 줄여주고(Epstein, 1995), 자신의 내적 경험을 비판단적으로 관찰하고 알아차린다는 측면에서 물질주의를 감소시킬 수 있다. 마음챙김이 물질주의를 감소시킨다는 직접적인 연구결과는 아직 없으나 이를 간접적으로 추측할만한 연구결과들이 존재하고 있다. Brown과 Kasser(2005)의 연구에서는 마음챙김이 물질주의가 더 적은 것 그리고 개인적 가치를 더 많이 강조하는 것과 관련이 있음을 이야기하였다. Brown 등(2009)의 연구에 의하면 마음챙김은 재정적 욕구의 불일치(financial desire discrepancy)를 감소시킨다고 하였으며, Kasser(2009)는 마음챙김은 내적 가치와 환경에 대한 만족도를 증진시키고 광고의 영향력을 감소시켜, 결과적으로 물질주의적 동기를 감소시킬 수 있다고 보았다. Kulananda와 Houlder(2002)는 마음챙김이 고통의 본질인 돈의 본질을 알고 무시하도록 하여 물질적 부의 갈망과 집착을 감소시킨다고 보았다. 이런 주장들은 가치로서의 물질주의가 비판단적이고 수용적인 태도로서의 마음챙김에 영향을 준다는 서성무(2007)의 주장과 상반된다. 초기 불교 개념인 사띠(sati)에서 시작된 마음챙김의 본원을 생각할 때 마음챙김은 “마음이 대상에 붙어 놓치지 않는 혹은 그 대상을 잊지 않는 상태”로서 주의와 알아차림이라 보고, 태도적인 요소는 결과로서 나타나는 지혜(pañña)적인 측면이라고 보는 것이 더 타당하다고 보인다.
일반적으로, 물질에 대한 추구 성향이 높을수록 행복 정도는 낮다. 물질주의가 높아지면, 현재의 물질적 생활 수준에 대한 만족도가 낮아져서 전반적인 삶의 만족도가 낮아진다(Richins, 1987). Belk(1984)에 따르면, 물질주의 수준이 높은 사람은 행복도가 낮은 것으로 나타났다. 즉, 물질주의는 행복과 부적 관계를 가지는 것으로 볼 수 있다. Burroughs와 Rindfleisch(2002)는 Belk(1985) 이후 미국에서 발표된 물질주의와 웰빙을 관련시킨 연구들을 정리하였는데, 전체적으로 볼 때 두 개념간의 부정적인 상관관계가 분명하였다. 즉 물질주의 수준이 높을수록 웰빙을 가늠할 수 있는 요인은 낮게 측정되었다. 홍희숙과 이수경(2007)의 연구에서 탈물질주의적 가치를 가진 소비자들이 물질주의적 가치를 가진 소비자들에 비해서 웰빙지향적인 라이프 스타일을 가진 것으로 나타났다. Brown과 Kasser(2005)는 물질주의와 너그러움(generosity)이 주관적 안녕감에 영향을 준다고 하였다.
위와 같은 이론적 배경으로 다음과 같은 2개의 모형을 설정하였다. 모형 1은 마음챙김이 행복에 직접적으로 영향을 주는 부분매개 모형이며, 모형 2는 마음챙김이 물질주의와 자기존중감을 통해 간접적으로 영향을 주는 완전매개 모형이다.
수도권의 o 대학에 재학 중인 대학생 239명을 대상으로 조사를 실시하였으며, 응답이 불성실한 8부를 제외한 231명을 대상으로 분석을 실시하였다. 응답자는 남자 111명(48.1%), 여자 120명(51.9%)으로 평균 연령은 21.2세(만 18세-29세)였다.
마음챙김 척도. 마음챙김을 측정하기 위해서 Brown과 Ryan(2003)이 개발한 마음챙김 주의-알아차림 척도(MAAS)를 권선중과 김교헌(2007)이 타당화한 한국판 마음챙김 주의-알아차림 척도(K-MAAS)를 사용하였다. 마음챙김 주의-알아차림 척도는 15문항 1요인으로 구성되어 있다. 한국 타당화 과정에서 7점 리커트 척도를 사용하였으나 본 연구에서는 5점 리커트로 사용하였다. 한국 타당화 연구에서 나타난 전체 척도의 신뢰도는 표본에 따라 .81에서 .87이었다. 본 연구에서 나타난 Cronbach's α= .883으로 나타났다.
물질주의. 물질주의 성향은 양혜승(2006)이 번역한 Richins와 Dawson(1992)의 물질주의 성향척도(Cronback'sɑ= .81)를 사용하였다. 이 척도는 물질 획득의 중심성(acquisition centrality), 물질의 획득을 행복의 추구로 생각하는 성향(acquisition as the pursuit of happiness), 물질의 소유를 성공으로 정의하는 성향(possessiondefined success)의 3요인 15문항으로 구성되었다. 원척도는 6점 리커트 척도였으나 본 연구에서는 5점 리커트 척도로 사용하였으며 내적합치도 Cronbach's α는 .855를 보였다.
자기존중감. 자기존중감은 Rosenberg(1965)가 개발한 것을 이훈진과 원호택(1995)이 번안한 한국판 자기존중감 검사를 사용하였다. 척도는 총 10문항으로 구성되어 있으며, 5점 척도로 응답하도록 하였다. 이훈진과 원호택(1995) 연구에서 나타난 Cronbach's α는 .89이었으며 본 연구의 Cronbach's α는 .897로 나타났다
행복감. 행복요인을 측정하기 위하여 Diener, Emmons, Larsen,& Griffin(1985)이 개발한 삶의 만족도(Satisfaction With Life Scale: SWLS)를 조명한과 차경호(1998)가 한국판으로 번안한 척도와 이승헌과 유성모(2007)가 개발한 5점 리커트 8문항의 행복척도를 같이 사용하였다. 삶의 만족도 척도는 5문항 5점 리커트 척도로 구성되어 있다. 행복척도는 Diener 등(1985) 및 Rothwell과 Cohen(2003)의 척도와 높은 상관(.752과 .756)이 있었다. 개발 연구에서 나타난 Cronbach's α는 .897이었다. 본 연구에서 나타난 Cronbach's α는 삶의 만족 척도는 .790, 행복척도는 .892이었다.
측정모형의 검증 전 연구에 사용된 변인들 간의 상관분석을 실시하였으며 그 결과를 표 1에 제시하였다. AMOS에서 FIML을 사용하여 결측치를 대체한 경우 간접효과를 검증하기 위한 Bootstrapping이 불가능하기 때문에 SPSS의 EM방법을 이용하여 대체하였다. EM 대체는 제거법이나 평균대체등의 단일 대체 방법에 비해 상대적으로 우수한 방법이며 오차가 상대적으로 적다(배현주, 2004; Rubin, Witkiewitz, Andre & Reilly, 2007).
각 변인들 간 상관과 기술통계치
마음챙김, 물질주의, 자기존중감과 행복감의 측정변인들이 잠재변인들을 잘 측정하고 있는지 확인하기 위해 측정모형을 검증하였다. 측정모형의 적합도는
추가적으로 Fornell과 Lacker(1981)와 Fornell, Tellis와 Zinkhan(1982)이 제안한 확인적 요인분석의 신뢰도와 타당도 검증 방법을 이용하여 측정변인들의 신뢰도와 타당도를 검증하였으며 그 결과를 표 2에 제시하였다.
확인적 요인분석의 신뢰성과 타당성 검증
신뢰도의 기준은 첫째, 잠재변인과 측정변인 사이의 표준화된 요인부하량(λ)의 제곱이 0.5이상, 둘째, 구성개념 신뢰도(construct reliability)가 0.7이상, 셋째, 추출된 분산평균(Average Variance Extracted: AVE)이 0.5이상 되어야 한다. 타당도의 기준은 첫째, 요인부하량(λ)이 유의미하여야 하고, 둘째, 요인부하량(λ)이 0.7 이상, 잠재변인의 AVE가 잠재요인의 상관계수의 제곱보다 커야 한다. 하지만 제시한 신뢰도와 타당도의 기준들은 절대적 기준은 아니다.
모든 문항의 표준화된 요인부하량이 0.5이상이고 통계적으로 유의미하며(
물질주의의 행복추구와 획득중심의 표준화된 요인부하량이 0.7보다 작고, 제곱이 0.5보다 작았다. 비록 Fornell 등(1982)은 0.7이상을 권장하였지만 Bagozzi와 Yi(1988)는 0.5이상과 0.95이하로 제시하고 있다. Fornell 등(1982)의 기준을 따르더라도 나쁘지 않은 결과이며, Bagozzi와 Yi(1988)의 기준을 따르면 아주 좋은 결과라고 할 수 있다. 또한 잠재요인의 AVE가 상관된 잠재변인 간 상관제곱보다 컸다. 이러한 결과를 볼 때 측정변인들이 신뢰롭고 타당하다고 할 수 있다.
마음챙김이 물질주의와 자기존중감을 통해 개인의 행복에 영향을 주는 매개 모형을 검증하기 위해 완전매개 모형과 부분매개 모형을 설정하여 검증하였으며 모형 적합도를 표 3에 제시하였다. 포함관계(nest-nested model comparison)인 두 매개모형 간 비교를 위해
완전매개와 부분매개 모형의 적합도
완전매개 모형의 직접경로와 간접경로의 통계적 유의미성을 검증하기 위하여 부트스트랩(bootstrap)을 시행하였다. 부트스트랩 결과에서 하한값(lower)과 상한값(upper) 값 사이에 0 이 없으면 통계적으로 유의미하다고 해석한다(Bollen & Stein, 1992). 물질주의를 통한 매개효과와(
본 연구는 마음챙김이 개인의 행복을 어떻게 향상시키는지 알아보기 위하여 선행연구를 개괄하고, 마음챙김과 행복 간에 매개변인으로 물질주의와 자기존중감을 설정하여 진행되었다. 선행연구에서 물질에 가치를 두는 물질주의는 개인의 행복을 감소시키는 반면 자기존중감는 향상시켰다. 본 연구에서는 이와 비슷하게 물질주의는 행복과 부적상관(
본 연구에서는 마음챙김이 물질주의를 감소시키고, 자기존중감을 향상시켜 개인의 행복을 향상시키는지 매개모형을 설정하여 검증하였다. 완전 매개모형과 부분 매개모형 중 완전 매개모형이 더 타당한 것으로 나타나 마음챙김이 행복에 직접적으로 영향을 주기보다는 물질주의와 자기존중감을 통해 간접적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 마음챙김은 물질주의를 감소시키며(
본 연구에서 마음챙김은 물질주의에 부적으로 영향을 주었다. 이것은 마음챙김이 낮은 물질주의와 관련성이 있고 덜 소비하도록 돕는다는 Brown, Kasser, Ryan과 Konow(2004)의 주장과 유사한 결과이다. 물질주의는 충동구매나 중독구매와 같은 역기능적 소비행동과 관련성이 높고(김영신, 박지영, 2006; 이성수, 2008), 마음챙김은 이런 역기능적 소비행동을 감소시키는데 도움이 된다(유연재, 김완석, 2014). 이런 관련성을 보았을 때, 마음챙김은 물질주의를 감소시키고, 감소된 물질주의는 역기능적 소비행동을 감소시킬 수 있을 것으로 보인다. 본 연구에서 마음챙김은 물질주의를 감소시켜 행복감을 증가시켰다. 이러한 결과는 마음챙김과 가치관이 서로 관련성이 있다는 Brown과 Kasser(2005)의 결과와 같다. 즉, 마음챙김은 개인의 가치관에도 어느 정도 영향을 줄 수 있을 것으로 보인다. 가치관은 삶을 바라보는 관점이라고 할 수 있는데 삶에 대한 관점의 변화는 개인의 삶에 긍정적인 영향을 줄 수 있을 것이다.
본 연구에서 나타났듯이, 마음챙김과 자기존중감이 행복에 정적으로 영향을 준다는 것은 선행연구들과 일치하는 결과이다. 하지만 물질주의가 행복에 부적으로 영향을 주는 것은 Brown과 Kasser(2005)의 결과와는 일치하지만 서성무(2007)의 결과와는 차이가 있다. 이러한 차이는 첫째, 종속변수의 정의의 차이에서 오는 것일 수 있다. 서성무(2007)의 경우 삶의 만족도와 심리적 안녕감의 2개 하위요인(자기수용과 대인관계)을 사용한 반면 본 연구에서는 삶의 만족과 행복을 측정하였기 때문에 나타난 결과일 수 있다. 둘째, 선행변인의 차이에서 기인할 수 있다. 서성무(2007)의 연구에서는 물질주의가 마음챙김이 선행한다고 보았지만 본 연구에서는 마음챙김이 물질주의에 선행한다고 가정하였다. 서성무(2007)는 물질주의는 개인의 가치로서 마음챙김에 선행한다고 보았다. 하지만 본 연구에서는 마음챙김은 개인의 특유한 하나의 주의집중 기제 또는 특질로 서 가치관에 선행할 수 있고, 탈중심성으로 인해 마음챙김이 물질주의를 감소시킬 수 있을 것으로 가정하였다. 이러한 차이 때문에 종속변수인 행복에 대한 유의미성이 다르게 나타난 것일 수 있다. 서성무(2007)의 모형과 본 연구의 모형은 동치모형으로 어떤 모형이 더 적합한 모형인지 통계적으로 검증하기 어렵다. 통계는 이론을 검증하는 하나의 도구이기 때문에 통계적 검증에 앞서 이론적 논의가 조금 더 이루어져야 할 필요성이 있다고 보여진다.
본 연구의 제한점은 첫째, 실험 연구가 아닌 횡단적인 변인 연구라는 점이다. 그래서, 통계적으로는 인과적인 추론이 가능하지만, 인과 관계를 명확히 해주는 연구가 필요하다. 추후연구에서는 훈련 프로그램을 통해 본 연구에서 다룬 변인들 간의 인과성을 좀더 명확히 다룰 필요가 있다. 둘째, 마음챙김을 주의 기울임과 알아차림으로 제한하였다는 것이다. 연구자에 따라 마음챙김은 조금 더 광의적으로 사용될 수 있다. FFMQ(Bear, Smith, Hopkins, Krietemeyer, & Toney, 2006)와 같은 척도에서는 마음챙김을 자각행위, 비판단, 관찰, 비자동성, 기술과 같은 여러 가지 변인들의 조합으로 본다. 이러한 정의는 비판단적 태도를 포함하고 있기 때문에 자기존중감이나 물질주의와 의 관계에서 다소 차이가 존재할 수 있다. 따라서 향후 연구에서는 이런 측면을 고려하여 관계를 확인할 필요가 있다. 셋째, 참여의 대상들이 마음챙김 수련을 받지 않은 일반 대학생이기 때문에 결과 해석에 다소 제약이 있다. 마음챙김 명상이나 수련을 받은 사람들은 받지 않은 일반인들에 비해 그 기제에서 차이가 존재할 수 있다. 향후 연구를 통해 마음챙김 수련을 받은 사람들과 받지 않은 사람들 간의 차이를 검증할 필요가 있다.
이런 제한점에도 불구하고 본 연구는 첫째, 마음챙김이 어떻게 행복에 영향을 주는지에 대한 탐색적 설명을 제공하고 있다는 점에서 학술적인 의미를 가진다. 둘째, 마음챙김이 인간의 다양한 측면에 영향을 줄 수 있음을 시사해주고 있다. 즉, 행복과 같은 삶에 대한 주관적 평가뿐만 아니라 자신에 대한 평가와 가치관 같은 중요한 내적 요인에도 긍정적인 영향을 주고 있음을 검증하였다는 점에서 의의를 가진다. 셋째, 행복한 삶을 영위하기 위한 하나의 조건으로서 높은 자기존중감과 낮은 물질주의를 제시하고 있다. 마음챙김이 이러한 조건에 긍정적인 영향을 줄 수 있음을 보여주어 행복 증진 프로그램에 마음챙김을 포함할 필요성을 제시한다는 점에서 실제적 의의를 가진다.
