1. 연구의 필요성

최근 간호사의 부족현상과 함께 간호사의 이직이 보건의료계의 주요한 관심사 중의 하나가 되고 있다[1]. 우리나라 간호사의 실제 이직률은 2015년 12.4% [2]로 미국의 16.2% [3]보다 낮으며 영국 10.0%[4]에 비해 높은 수준임을 알 수 있다. 간호사는 의료기관 인력의 많은 비중을 차지하고 있기 때문에 간호사의 이직의도에 대한 정보와 관련요인을 파악하는 것은 병원의 경영 전략 중 합리적이고 중요한 부분이 되고 있다[2].

이직자체 보다 이직의도에 관심을 갖는 이유로는 이직은 인구특성과 같은 개인적 요인에 의해 영향을 더 크게 받지만, 이직의도는 조직 스트레스, 리더십 등 조직적 요인에 의해 영향을 받기 때문이다. 또한 이직의도가 높은 간호사는 그렇지 않은 간호사에 비해 조직이나 업무에 대한 몰입도가 낮아져서 업무효율을 떨어뜨릴 수 있으며, 다른 근무자에게 불만족 요인으로 작용함으로써 다른 이직을 부추기는 악순환의 고리가 될 수 있다. 따라서 이직을 결정짓는 가장 큰 선행요인인 이직의도의 원인 변수를 파악하여 조직에서 가능한 중재를 수행하는 것이 이직을 감소시킬 수 있는 전략이라고 할 수 있다[5].

간호사의 이직의도와 관련된 상황적 요인으로 직무만족, 조직몰입, 내부마케팅, 직무 스트레스, 소진 등의 변수가 주로 연구되었으며, 상관성의 크기, 영향력의 정도 및 빈도를 살펴보는 연구가 이루어졌다. 전 산업에 걸쳐 서비스 영역의 확대에 따른 경쟁의 심화는 개인의 감정관리 활동이 사적영역을 벗어나 공적 영역에서 임금을 받고 팔리게 되어 사용가치로서 뿐만 아니라, 교환가치의 성격을 동시에 지니게 만들었다. 감정관리 활동이 상품화로 노동력의 일부가 되면서 감정에 관한 연구들은 여러 각도와 다양한 방법으로 이루어져 왔다. 과거의 연구에서는 인간의 감정은 작업효율성을 저해하는 대상으로 여겨졌지만, 최근에는 조직 구성원의 감정이 조직 전체에 미치는 영향을 인식하면서 조직차원의 관리가 필요함을 인식하게 되었다. 이러한 이유로 최근에는 감정노동, 스트레스, 직무만족, 간호조직문화 등을 주축으로 이직의도와의 관계를 규명하는 연구가 보고되고 있다[6, 7, 8, 9, 10, 11, 12].

감정을 노동의 개념으로 파악한 것은 Hochschild [9]에 의해 처음으로 제기되었으며, 감정노동에 관한 개념연구는 연구자들마다 차이가 있다. Hochschild [9]는 감정노동의 연출적인 측면과 서비스를 수행하는 과정 중 노력으로 인한 스트레스에 초점을 맞추고 있고, Ashforth와 Humphrey [13]는 감정노동을 인상관리의 한 형태로 보며 외적 표현 행위에 초점을 맞추고 있다. Morris와 Feldman [14]은 상호주의적인 관점을 취하며 감정노동을 다양한 차원들을 근거로 개념화하고 감정표현의 빈도, 바람직한 감정표현에 요구되어지는 주의집중도, 감정표현의 다양성, 감정의 부조화로 개념화하고 있으며, Grandey 등[8]은 감정노동에 대한 선행 연구의 개념을 통합하여 개인이 조직의 목표를 달성하기 위해 자신의 감정과 표현을 조절하는 과정이라고 정의하였다. 감정노동이 근로자에게 미치는 영향으로는 소진, 감정부조화, 이직의사, 직무 불만족, 그리고 다양한 형태의 부정적인 건강상태를 유발한다고 보고되고 있다[8, 9, 10, 15, 16].

특히 감정부조화는 감정노동 연구에서 조직 구성원의 심리적 반응과 안녕감에 미치는 영향과 관련하여 관심을 받아왔다. 구성원 스스로가 자신이 실제 느끼는 감정과는 관계없이 조직에서 부여한 매뉴얼에 의한 표현규범을 따르도록 하는 표면행위(surface acting)와 같은 감정노동을 수행하는 것은 근로자의 행동이 자신의 실제 감정과 상충될 수 있는 상황이나 조건을 경험하는 것이 되고, 감정부조화는 이러한 감정노동의 수행결과 근로자가 갖게 되는 일종의 심리적 갈등상태로서 파악하게 된다[8, 9]. 인지 부조화 이론(cognitive dissonance theory)에 따르면 자신이 느끼는 감정과 다른 감정을 표현해야 하거나 혹은 자신이 느끼는 정서를 있는 그대로 표현하지 못 하더라도 개인이 자아 개념을 손상하지 않으면 불편함이나 긴장을 느끼지 않을 수 있다고 한다. 즉 감정부조화는 감정노동 종사자가 감정노동으로서 표면행위를 선택하고, 그것이 자아개념을 위협할 때 경험하게 되는 것이다. 경험 감정과 다른 감정을 표현하는 것은 단기간 긍정적 효과를 가져 오기도 하지만 업무의 일부로서 만성적으로 경험 감정과 다른 감정을 표현하도록 강요되어 발생하는 감정부조화(emotional dissonance)는 감정적 소진을 가져오며, 도움 행동 및 참여 행동의 축소에 까지 영향을 미칠 수 있다[15].

Franco와 Trombetta [17]는 싸이버네틱 이론(Cybernetic Theory)에서 감정노동과 감정부조화 그리고 소진간의 이론적 연결성을 제시하였다. 이들의 주장에 따르면, 구성원이 느끼는 감정과 조직의 표현 규범이 서로 상충될 때 감정조절 요구로 인하여 감정 부조화를 경험하게 되고 이를 줄이기 위하여 감정조절 전략이나 표현규범을 진심행위(deep acting)로 내재화하려는 노력을 하게 되며, 이러한 시도가 도움이 되지 못하면 구성원은 신체적으로 불건강한 상태에 이르게 되며 정신적으로 소진을 경험하게 된다고 주장하였다. 소진은 대인관계 접촉이 잦은 직무 담당자가 장시간 스트레스 요인에 노출되고 그에 대한 직무 자원의 도움이 없는 상태에서 겪게 되는 부정적인 심리적 경험을 의미한다[18]. 소진은 근로자 개인뿐 아니라 조직에도 이직률 증가, 부정적 업무 태도, 업무 성과 감소 등의 부정적인 영향을 미치며 구성원의 불건강 상태와 우울과 같은 정신 심리적 문제와 연관성이 있다[5, 10, 16].

직무만족은 조직 행동 과학 측면에서 핵심 개념이며 개인성과 향상에 긍정적인 영향을 미치고 이직의도를 예측 할 수 있음과 동시에 이직을 가장 잘 설명하는 변수 중 하나이다[19]. 보건학 관점에서 직무만족에 대해 Lee와 Cummings [11]는 근로자가 그들의 직무와 직무요소에 대해 느끼는 긍정성의 정도라고 정의하면서 조직에서 구성원의 직무만족에 영향을 미치는 요인에 대한 관리를 통해서 이직을 감소시킬 수 있다고 하였다. 또한 직무만족은 만족 자체만으로 이직 의도에 영향을 미치는 것이 아니라 다른 변인의 매개, 중재 변인으로 작용하여 이직의도를 감소시키는데 작용하는 변수라고 하였다. Güleryüz 등[19]은 직무만족도가 직접적으로 업무의 높은 생산성과 관련이 있다가 보다는 오히려 업무 능력 향상에 영향을 미치는 서비스 정신을 유도하는 역할을 하여 업무의 생산성 향상에 도움을 준다고 하였다. 또한 직무만족도가 간호사의 직무환경과 적응 사이에서 매개역할을 한다고 주장 하였다. 즉, 인지된 직무환경에 대해 간호사는 직무 태도나 행동을 수정함으로써 심리적인 평형상태를 유지하고 직무환경에 적응한다고 보고하면서 직무만족도가 보상 기전으로서 대처 능력 향상의 역할을 하며 감정 소진의 부정적인 영향을 감소시킨다고 주장하였다. 결과적으로 직무만족도가 높으면 자신의 직무환경에 대해 긍정적이고 창의적인 태도를 갖게 되어 주어진 간호업무를 효율적으로 수행 할 수 있게 된다고 하였다.

지금까지 감정노동, 직무만족도, 소진, 이직의도 간의 연구를 살펴보면 대부분의 연구가 영향을 끼치는 원인 혹은 결과변수, 변인 간의 상관성 혹은 직접효과만을 확인하는 연구가 주류를 이루고 있고, 이들 간의 관계에 대한 전반적인 규명이나 직무만족도의 차이에 따른 변수 간의 관계를 확인한 연구는 충분하지 않다. 특히 감정노동의 결과로서의 감정부조화가 소진과 이직의도를 매개하는 통합적인 인과관계를 규명하는 연구는 미흡하며, 인지적 평가와 대응전략을 포함한 직무만족도는 과도한 직무요구에 대한 정신 심리적 보상을 제공함으로써 부정적인 결과에 대한 완화, 조정 역할을 한다고 알려져 있지만[11, 19], 조절역할로서 직무만족도의 차이를 고려한 이들 변수 간의 관계에 대한 연구가 행해진 경우는 거의 없으므로 조절변수로서 직무만족도를 고려할 필요가 있다.

이에 본 연구에서는 임상간호사의 직무만족도에 따른 감정노동, 감정부조화, 소진 간의 관계가 이직의도에 미치는 영향을 확인하고자 하며, 이를 위하여 선행 연구 결과에 기초하여 설정된 제 변수 간의 관계에 대한 가설적 모형을 다중집단 경로분석을 이용한 검증을 통하여 직무만족도가 높은 그룹과 낮은 그룹 간의 이직의도에 대한 감정노동과의 관계에서 감정부조화와 소진의 역할을 확인해보고자 한다. 본 연구결과는 임상간호사의 이직의도를 이해하고 간호조직을 관리하는데 필요한 효율적인 인사관리 정책을 마련하는데 있어 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 임상간호사의 직무만족도에 따른 감정노동, 감정부조화, 소진이 이직의도에 미치는 영향을 확인하고자 함이며, 구체적인 목적은 다음과 같다.

1) 이직의도에 영향을 미치는 감정노동, 감정부조화, 소진 간의 관계에 대한 가설 경로모형에 대해 직무만족도에 따른 전체 집단과 다중집단 경로모형의 적합도를 확인한다.

2) 감정노동과 이직의도와의 관계에서 감정부조화의 직접 효과 및 매개효과를 확인한다.

3) 감정부조화와 이직의도 간의 관계에서 소진의 매개효과를 확인한다.

4) 직무만족도에 따른 감정노동, 감정부조화, 소진, 이직의도 간의 경로 차이를 확인한다.

3. 연구의 개념적 틀

본 연구는 Hochschild [9]의 근로자가 실제적으로 느끼는 감정보다는 경제적으로 상품화시킨 감정의 표현이 근로자에게 요구되면서 이러한 불일치로 잠재적인 정신 심리학적 증상을 발생시킨다는 감정노동을 독립변수로 하였다. 매개 변수로는 감정노동 종사자가 실제로 느끼지 않는 감정을 표현하는 것이 자신의 정체성을 위협할 때 발생된다는 인지부조화 이론(cognitive dissonance theory)[15]을 근거로 감정노동의 결과로서 감정부조화와 Franco와 Trombetta [17]의 싸이버네틱 이론(cybernetic theory)에서 감정노동 과정에서 감정부조화를 최소화하기 위한 구성원의 자율 규제체제가 도움을 주지 못하게 되면 부정적인 정신, 신체적 건강 결과가 발생된다는 개념을 토대로 감정부조화가 소진에 영향을 미치는 경로를 설정하였다. Bakker와 Demerouti [20]의 확장된 직무요구-자원 모형에서 과도한 직무요구가 자원부족을 만나게 되면 위축된 행동을 이끌고 위축된 행동의 결과는 일로부터의 일탈을 이끈다는 개념을 근거로 소진을 이직의도와의 관계에서 매개변수로 하였다. 조절변수로서 직무만족도의 개념은 Lee와 Cummings [11]의 연구에서 직무만족이 이직의도에 직접적 영향보다는 다른 변인의 매개, 중재역할을 한다는 결과와 직무만족도를 조절변수로 사용한 관련연구를 참고로 하여 본 연구의 가설적 경로 모형을 구축하였다[11, 19, 21, 22](Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework.

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1. 연구설계

본 연구는 임상간호사의 직무만족도에 따른 감정노동, 감정부조화, 소진이 이직의도에 미치는 영향을 알아보고자 하는 다중집단 경로분석 연구이다.

2. 연구대상

연구 대상자는 S시와 W시에 소재한 6개 종합병원에서 근무하는 간호사로 본 연구의 목적을 이해하고 연구에 참여하기로 동의한 간호사를 대상으로 구조화된 설문지를 이용하여 자료를 수집하였다.

경로분석을 위한 대상자 수는 측정변수의 15~20배를 추천하고 있다[23]. 본 연구의 측정변수는 6개로 90~120명의 대상자가 필요한 것으로 나타났다. 이에 직무만족도가 높은 집단과 낮은 집단 두 그룹으로 구분하여 분석할 것을 고려하여 총 400부의 설문지를 배부하여 370부가 회수되었고, 그 중 불성실한 답변이 있는 설문지 20부를 제외하고 350부의 자료를 최종 분석하였다.

3. 연구도구

4. 자료수집 및 윤리적 고려

자료 수집은 조사대상 병원의 기관윤리위원회(IRB)의 승인(IRB NO: YWNR-15-2-024)을 받은 후 해당 병원 간호부서장에게 연구의 목적을 설명하고 동의와 협조를 받아 진행하였다. 설문지 작성 전에 대상자의 윤리적 측면을 고려하여 서면으로 연구의 목적을 설명하고 연구 참여 동의서를 받았다. 연구 참여 동의서에는 연구목적, 대상자의 익명성, 비밀 보장 및 연구 참여 철회 등의 내용이 포함되었고 연구 자료를 연구목적 이외의 다른 목적으로 사용하지 않을 것을 설명하였다.

5. 자료 분석 방법

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS 23과 AMOS 20을 이용하였다. 대상자의 감정노동 하부요인인 감정조절의 요구 및 규제, 고객응대 과부하 및 갈등, 조직의 감시 및 모니터링 그리고 감정부조화, 소진과 이직의도의 차이를 직무만족도 정도에 따라 t-test를 시행하였다. Amos 20을 이용하여 직무만족도에 따른 다중집단 경로분석을 실시하여 전체 집단의 모형과 다중집단 모형의 적합도를 비교하였다. 이직의도에 대한 제 변수간의 관련성을 확인하기 위해 전체집단 모형과 직무만족도에 따른 각 모형에서 이직의도에 미치는 각 변인의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인하였다. 직무만족도에 따른 차이를 확인하기 위해 χ² 통계치와 p값을 확인하였다.

각 모형의 적합도를 평가하기 위해서는 부합지수로써 가장 흔히 사용되고 있는 χ² 통계치, 카이제곱비 통계량(χ²/df), 상대부합지수(Comparative Fit Index [CFI])와 근사원소평균자승잔차(Root MeanSquare Error of Approximation [RMSEA]), GFI (Goodness of Fit Index), AGFI (Adjust Goodness of Fit Index), TLI (Tucker-Lewis Index)를 이용하였다. 모형의 추정은 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 사용하였으며, 각 경로계수 및 간접효과의 유의성 검증을 위해서 부트스트랩(bootstrapping) 절차를 이용한 p값을 산출하였다.

1. 대상자의 감정노동, 감정부조화, 소진, 이직의도에 대한 직무 만족도별 차이

COPSOQ 도구에 대한 선행연구를 근거로 직무만족도의 범위인 4~16점에서 중간값인 10점을 사용하여 직무만족도가 10점 미만인 집단을 낮은 직무 만족도 집단으로 직무만족도가 10점 이상인 집단을 높은 직무 만족도 집단으로 나누어 이 두 집단 간에 분석을 시행하였으며[26], 낮은 직무 만족도 집단은 154명(44%), 높은 직무 만족도 집단은 196명(56%)이었다.

직무만족도에 따른 감정노동 하부요인별 분석결과를 보면 ‘감정조절의 요구 및 규제’는 낮은 직무만족도 집단은 82.08±13.98이었고, 높은 직무만족도 집단은 77.55±12.65이었다(t=3.17, p=.002). 고객응대의 과부하 및 갈등은 낮은 직무 만족도 집단이 78.86±20.67, 높은 직무 만족도 집단이 71.20±20.37이었다(t=3.46, p=.001). 조직의 감시 및 모니터링은 낮은 직무만족도집단은 52.38±20.12, 높은 직무만족도집단은 45.52±19.83으로(t=3.19, p=.002), 3가지 항목 모두에서 낮은 직무 만족도 집단이 유의하게 높았으며 통계적으로 유의한 차이가 있었다.

감정부조화는 낮은 직무만족도 집단인 경우 73.38±18.82, 높은 직무만족도 집단인 경우가 63.18±20.21으로 낮은 직무 만족도 집단이 높았으며, 통계적으로 유의한 차이가 있었다(t=4.83, p<.001).

소진은 낮은 직무만족도집단은 17.72±2.80, 높은 직무만족도집단은 15.73±3.25으로 유의한 차이를 보였고(t=6.03, p<.001), 이직 의도는 낮은 직무 만족도집단이 20.95±3.22, 높은 직무 만족도 집단이 17.36±3.51으로 각 집단 간에 유의한 차이가 있었다(t=9.86, p<.001)(Table 1).

Table 1
Difference in Emotional Labor, Emotional Dissonance, Burnout and Turnover Intention Based on Job Satisfaction (N=350)

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2. 각 경로모형의 적합도 검증과 직무만족도에 따른 다중집단 경로모형의 차이

1) 모형의 검정

임상간호사의 감정노동, 감정부조화, 소진이 이직의도에 미치는 영향을 높은 직무만족도 집단과 낮은 직무만족도 집단으로 구분하여 다중집단 분석을 실시하였고, 직무만족도의 차이에 따른 모형 적합도를 비교한 결과를 통하여 최종 모형을 선택하였다. 각 모형의 적합도의 기준[28]은 χ²/df<2, GFI≥.90, AGFI≥.90, CFI≥.90, TLI≥.90, RMSEA≤.05로 하였다.

본 연구의 경로분석에 따른 적합도 분석을 실시한 결과, 전체 모형에서 χ²(p)은 10.32(.112), χ²/df은 1.72, GFI는 .99, AGFI는 .96, CFI는 .99, TLI는 .98이고 RMSEA는 .04로 모든 통계량에서 적합하였으며, 낮은 직무만족도집단 모형은 χ²(p)은 9.84(.131), χ²/df은 1.64, GFI는 .98, AGFI는 .92, CFI는 .98, TLI는 .95이고 RMSEA는 .06이었고, 높은 직무만족도집단 모형은 χ²(p)은 12.04(.061), χ²/df은 2.00, GFI는 .98, AGFI는 .93, CFI는 .98, TLI는 .95이고 RMSEA는 .07로서 RMSEA를 제외하고 모두 적합성이 확인되었다.

임상간호사의 감정노동, 감정부조화, 소진간의 관계가 이직의도에 미치는 영향이 높은 직무만족도 집단과 낮은 직무만족도 집단 간에 다르다고 가정하는 무제약 모형(Unconstrained model)과 집단 간 차이가 없다고 가정한 제약 모형(Constrained model)을 비교한 결과는 다음과 같다.

무제약 모형의 경우, χ²은 21.89, χ²/df은 1.82, GFI는 .98, AGFI는 .93, CFI는 .98, TLI는 .95이고 RMSEA는 .04로서 모두 적합성이 검정되었고, 제약 모형은 χ²은 37.19, χ²/df은 2.06, GFI는 .96, AGFI는 .92, CFI는 .96, TLI는 .94이고 RMSEA는 .05로서 χ²/df와 RMSEA를 제외하고 모두 적합성이 검정되어 무제약 모형이 제약 모형에 비해 모형 적합도가 상대적으로 높음을 확인할 수 있었다. 또한 무제약 모형과 제약 모형의 카이제곱 값의 차이는 15.29 (p=.018)로 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 따라서 본 연구의 가설 모형은 높은 직무만족도 집단과 낮은 직무만족도 집단 간에 차이 있으므로 집단을 나누어 분석을 하는 것은 적절하였다.

높은 직무만족도 집단 모형과 낮은 직무만족도 집단 모형의 각 경로계수들이 통계적인 차이가 있는지 차이검증 결과는 Table 2에 제시하였다. 높은 직무만족도 집단 모형과 낮은 직무만족도 집단 모형에서 감정조절의 요구 및 규제가 감정부조화에 미치는 경로에서 카이제곱량 차이가 9.10 (p=.003)로 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 또한 감정부조화가 이직의도에 미치는 경로에서 카이제곱량 차이가 3.24 (p=.072)로 경계성 수준(p<.10)에서의 유의성(borderline statistical significance)을 확인할 수 있었다.

Table 2
Results of Differences Between Endogenous Variables and Exogenous Variables in the Two Models

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감정조절의 요구 및 규제가 감정부조화에 미치는 경로에서는 높은 직무만족도 집단 모형(β=.41, p<.001)으로 가는 경로가 낮은 직무만족도 집단 모형에서 가는 경로(β=.24, p<.001)보다 통계적으로 유의하게 더 영향을 미치고 있었다. 감정부조화가 이직의도에 미치는 경로에서는 낮은 직무만족도 집단 모형으로 가는 경로(β=.18, p=.033)가 높은 직무만족도 집단 모형에서 가는 경로(β=−.03, p=.694)보다 경계성 수준(p<.10)에서의 통계학적 유의성(borderline statistical significance)을 보였다(Table 2).

2) 경로모형의 직접효과, 간접효과 및 총 효과

다중 집단 경로분석에서 이직의도에 대한 감정노동, 감정부조화, 소진간의 관계에 대한 경로모형의 CR (Critical ratio), SMC(Squared Multiple Correlation), 직접효과(Direct effect), 간접효과(Indirect effect)와 총효과(Total effect)의 표준화계수와 p값은 Table 3과 같다. 모든 모형에서 감정노동 하부 요인이 감정부조화에 미치는 효과와 감정부조화가 소진에 미치는 효과를 분석해본 결과 모두 유의한 직접효과를 보였다. 전체 모형에서 감정부조화가 이직의도에 대한 직간접적으로 미치는 효과를 분석한 결과, 직접효과는 β=.09 (p=.106)로 효과가 없었으며, 간접효과는 β=.18 (p=.001)로 유의하게 효과가 있었다. 이직의도에 대한 소진의 효과는 β=.32 (p<.001)로 유의하였다(Figure 2A). 전체 모형에서 이직 의도는 감정 부조화 및 소진에 의해 총 15%가 설명되었다(Table 3). 높은 직무만족도집단 모형에서 감정부조화가 이직의도에 대한 직간접 효과를 분석한 결과, 직접효과는 β=−.03 (p=.694)로 효과가 없었으며, 간접효과는 β=.13 (p=.002)로 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 이직의도에 대한 소진의 효과는 β=.24 (p=.003)로 유의하였다(Figure 2B). 낮은 직무만족도집단 모형에서는 감정부조화가 이직의도에 미치는 직접효과는 β=.18 (p=.033), 간접효과는 β=.13 (p=.003)으로 두 효과 모두에서 통계적으로 유의한 영향을 주었다. 이직의도에 미치는 소진의 효과는 β=.26 (p=.002)로 유의하였다(Figure 2C). 낮은 직무만족도 집단에서 이직 의도는 감정 부조화 및 소진에 의해 총 15.6%가 설명되었다(Table 3).

Figure 2
A path diagram of the study.

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Table 3
Standardized Estimates, Critical Ratio, Squared Multiple Correlation, Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for Modified Model

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