1. 연구의 필요성

최근 의료기관은 국민들의 건강에 대한 관심과 요구가 급증하면서 경쟁적으로 변화되고 있고 이에 따라 병원조직이 소비자 중심으로 빠르게 변화되고 있다. 병원간의 치열한 경쟁 속에서 고객만족과 간호서비스의 질적 개선 및 중요성이 강조되고 있다. 이에 대한 조직적 노력으로 의료기관은 병원 근로자들에게 서비스 대상자의 만족을 위해 우호적인 감정을 표현하고 행동할 수 있도록 친절 교육을 실시하고 감정표현에 일정 기준과 규범을 마련하고 이를 평가 및 감독하고 있는 실정이다[1, 2].

2012년 한국직업능력개발원에서 수행한 감정노동의 직업별 실태 보고서에 의하면 관리직, 서비스직, 판매직 등 203개 직업 종사자들 가운데 75개의 직업이 감정노동을 많이 수행하는 직군으로 분류되었고 이 중에서 간호사는 15위를 차지한다고 하였다[3]. 간호사는 일방적인 요구가 높은 환자와 가족 구성원과의 상호작용을 하는 간호업무에서 감정노동 상황이 빈번히 발생하고 간호사 자신의 실제 감정을 표현하지 못하며 감정 조절에 어려움이 발생되어 감정노동 근로자로 분류된다[3]. 실제로 2016년 병원간호사 1,316명을 대상으로 한 감정노동에 관한 보고서에 따르면 97.9%의 병원간호사가 감정노동을 경험하고 그 대상은 환자 82.0%, 보호자 77.9%이었다[4]. 감정노동은 임상에서 간호업무를 수행하면서 발생할 수 밖에 없는 문제이다. 실제로 많은 선행연구에서 간호사들의 감정노동 정도가 우려할 만큼 높은 것으로 보고되고 있다[4, 5, 6]. 하지만, 간호사의 친절한 간호서비스는 당연한 것으로 치부되어 간호사의 감정노동은 중요한 문제로 인식되지 못하는 경향이 있다. 이로 인해 간호사의 감정노동에 대한 제대로 된 평가와 보상이 어려운 실정이다.

지금까지 수행된 감정노동 관련 선행연구를 살펴보면, 감정표현성, 감성지능, 긍정적 또는 부정적 정서와 같은 개인적 요인[7, 8, 9, 10], 직무자율성, 사회적 지지와 같은 조직적 요인[4, 5]이 감정노동과 관련하여 유의한 영향요인으로 제시되고 있다. 감정노동 수행으로 인한 결과들은 개인적 차원에서 소진을 높이고[5, 11], 직무만족을 낮추며[5, 6], 조직적 차원에서는 직무성과를 낮추고[12] 이직의도를 높이는[6] 것으로 보고되었다.

Grandey [1]는 감정노동을 개인이 조직의 목표달성을 위하여 자신의 감정과 표현을 조절하는 과정으로 정의하고, 감정조절과정모델(Emotional Regulation Process Model)에서 감정노동은 조직에서 요구하는 감정을 자신의 감정과 일치시키는 내면행위와 가장하여 표현하는 표면행위로 구성되어 있고, 감정노동 과정을 거쳐 조직 구성원 개인과 조직 차원에서 장기적 결과가 확인된다고 하였다. 즉, 개인적 안녕(individual well-being)으로 소진과 직무만족, 조직적 안녕(organizational well-being)인 성과와 철회행동을 제시하여 감정노동의 긍정적∙ 부정적 결과를 제시하였다. 이 감정조절과정모델은 선행연구를 바탕으로 많은 관련 요인을 제시하고 감정노동과 개인 및 조직의 안녕 사이에 선형적인 과정을 제안하고 있고, 지금까지 간호사의 감정노동에 대한 기존 선행연구에서는 특정 선행요인 및 결과요인을 포함하여 단편적으로 평가하는 동향을 보였다[4, 5, 6, 7, 10, 11, 12]. 이에 본 연구에서는 선행연구에서 제시된 주요 변수를 포함한 포괄적인 모델을 적용하여 감정노동자인 간호사를 대상으로 감정노동의 장기적 결과 중에서 근로자 개인적 안녕에 집중하였다. 임상간호사의 직무 상황 요인 보다는 관리와 중재를 통해 개인적 안녕을 증진시킬 수 있는 개인적 요인과 조직적 요인에 중점을 두고 연구를 진행하였고 상황적 단서 요인은 포함하지 않았다. 병원의 조직 안에서 감정노동의 주체인 간호사 개인이 지니고 있는 개인적 특성 요인과 조직 안에서 간호사가 영향을 받는 조직적 특성 요인을 살펴보고, 개인보다는 조직의 목표 달성을 우선시하는 감정노동 현장에서 간호사의 개인적 안녕인 감정소진과 직무만족에 대한 영향을 실증적으로 분석하고 설명하고자 한다.

따라서 본 연구에서는 Grandey [1]의 감정노동모형을 근거로 하고, 선행연구의 결과를 토대로 개인적 요인과 조직적 요인에 중점을 두고 임상간호사의 개인적 안녕에 대한 경로모형을 구축하고 관련 요인들 간의 관계를 세분화하여 검증하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 감정노동을 수행하는 임상간호사의 개인적 안녕을 설명하고 예측하기 위한 가설적 경로모형을 구축하여 가설적 모형과 실제 자료 간의 적합도를 검증하고 경로 및 효과를 검증하는 것이다.

3. 연구의 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구의 개념적 기틀은 Grandey [1]의 감정노동모형과 선행연구와 문헌고찰을 토대로 하여 개인적 요인, 조직적 요인은 감정노동과 개인적 안녕에 직접적인 영향을 미치며, 감정노동을 통해 개인적 안녕에 간접적인 영향을 미치는 것으로 구성하였다. Grandey [1]의 감정노동모형에서 상황적 단서(situational cues)는 상호작용 기대치와 감정적 사건이며, 감정조절과정(emotional regulation process)은 표면행위와 내면행위로서, 이는 장기적 결과(long term consequences)로 개인적 안녕인 소진과 직무만족, 조직적 안녕인 성과와 철회행동을 불러온다. 이 모형에서는 감정조절과정에 영향을 미치는 개인적 요인으로 감정표현성, 감성지능과 정서, 조직적 요인으로 직무자율성, 상사와 동료의 지지를 제시하였다[1].

본 연구에서는 선행연구[1, 4, 7, 8, 9]를 참고하여 긍정정서, 감성지능, 동료지지, 직무자율성이 내면행위에 미치는 영향과 감정표현성, 부정정서, 감성지능, 상사지지, 직무자율성이 표면행위에 영향을 미치는 경로를 설정하였다. 내면행위와 표면행위간은 선행연구[13]를 근거하여 정적인 상관관계를 가지고 경로를 설정하였다. 부정정서와 표면행위는 감정적 소진을 높이는데, 동료지지와 상사지지는 감정적 소진을 낮추는데[11, 14, 15, 16], 긍정정서와 감성지능, 내면행위는 직무만족을 높이는[7, 8, 16, 17, 18] 경로를 설정하였다. 표면행위는 감정적 소진과 내면행위는 직무만족과 유의한 관계를 보고한 선행연구[19, 20]에 근거하여 경로를 설정하였다. 본 연구에서는 7개의 외생변수인 감정표현성, 긍정정서, 부정정서, 감성지능, 동료지지, 상사지지, 직무자율성과 4개의 내생변수인 내면행위, 표면행위, 감정적 소진, 직무만족으로 가설적 경로모형을 구축하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework.

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1. 연구 설계

본 연구는 감정노동을 수행하는 임상간호사의 개인적 안녕을 설명하는 가설적 모형을 구축하고 횡단적인 자료수집을 통하여 경로모형의 적합도와 경로를 검증하는 경로분석 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상자는 D지역에 소재한 C상급종합병원에서 근무한 경력이 3개월 이상이며, 환자를 직접 대면하여 돌보는 간호단위의 근무자로서 연구의 목적을 이해하여 자발적으로 연구참여에 서면 동의한 간호사였다. 표본의 크기는 관측변수 한 개당 최소 15명이 필요하다고 한 기준[21]에 근거하여 산출하였는데, 본 연구에서는 관측변수가 11개 였으므로 165명이 필요하였다. 최대우도법(maximum likelihood method)에서는 일반적으로 200명이 가장 적당한 표본의 크기라고 하였으므로[21] 총 220명에게 설문지를 배부하였으며, 이중 응답내용이 불성실하거나 불완전한 13명을 제외하여 최종 대상자는 207명이었다.

3. 연구 도구

본 연구의 도구는 선행연구에서 신뢰도와 타당도가 보고된 도구로 원저자 및 수정 보완한 연구자에게 사용에 대한 허락을 받았다.

4. 윤리적 고려 및 자료수집 방법

본 연구는 C대학교의 기관생명윤리위원회의 승인을 받고 관련 기준에 따라 연구를 수행하였다(IRB No. 제2-1046881-A-N-01호-201705-HR-013). 자료는 2017년 8월 3일부터 9월 6일까지 D지역의 상급종합병원 간호사를 대상으로 자기보고식 설문지를 통해 수집하였다. 본 연구자가 간호단위를 방문하여 설문지를 직접 배부하였고 연구 목적과 절차에 대하여 설명하고 자발적으로 연구참여에 동의한 간호사를 대상으로 동의서에 서명을 받고 조사하였다. 연구를 진행할 동안 대상자에게는 익명성과 비밀 보장을 준수할 것을 약속하였고 연구 도중에 언제라도 연구참여를 철회할 수 있다는 것을 설명하였다. 설문지 응답에 소요된 시간은 약 15분 정도였고 설문이 끝난 후 모든 참여자에게 소정의 선물을 제공하였다.

5. 자료분석 방법

수집된 자료는 SPSS 22.0와 AMOS 22.0 프로그램을 활용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 서술적 통계로 분석하였고, 측정도구의 신뢰도는 Cronbach's α값으로 제시하였다. 변수 간의 다중공선성은 공차한계(Tolerance)와 분산팽창지수(Variation Inflation Factor [VIF])로 확인하였다. 일변량 정규성 검증을 위해 왜도와 첨도를 확인하였고 다변량 정규성을 가정하여 최대우도법을 이용하여 경로 분석하였으며, 간접효과와 총효과의 통계적 유의성 검증은 bootstrapping 방법을 이용하였다. 모형의 적합도는 절대적합지수인 χ² 통계량, χ²/df, Goodness of Fit Index (GFI), Standardized Root Mean Residual (SRMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)와 증분적합지수인 Normal Fit Index (NFI), Incremental Fit Index (IFI), Comparative Fit Index (CFI)를 이용하여 검증하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

대상자 중 여성이 200명(96.6%)으로 대부분을 차치하였고, 연령은 최저 22세에서 최고 56세이며 평균연령은 30.50세이었으며, 138명(66.7%)이 미혼이었다. 학력은 학사졸업이 153명(73.9%)으로 가장 많았고, 근무부서는 내과계열 병동이 97명(46.9%)으로 가장 많았으며, 외과계열 병동이 69명(33.3%)이었다. 직위는 일반간호사가 187명(90.3%)으로 대부분이었으며, 임상실무경력은 평균 7.57년이 었고, 1년에서 5년 사이가 93명(44.9%)으로 가장 많았다. 근무형태 는 3 교대근무자가 182명(87.9%)으로 가장 많았으며, 고용형태는 정 규직이 157명(75.8%)를 차지하였다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of the Subjects (N=207)

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2. 연구 변수에 대한 서술적 통계

본 연구 대상자의 감정표현성은 평균 3.12점, 감성지능은 평균 4.63점, 긍정정서는 2.70점, 부정정서는 2.44점, 직무자율성은 2.98 점, 상사지지는 3.45점, 동료지지는 3.46점이었다. 내면행위는 평균 3.33점, 표면행위는 평균 3.57점, 감정적 소진은 평균 3.47점, 직무만 족은 평균 2.84점이었다.

본 연구에서 측정변수 왜도의 절대값은 3이내이며 첨도의 절대값은 7이내이므로 일변량 정규성을 충족하였다(Table 2). 다변량 정규분포는 다변량 첨도의 값이 임계치를 초과하면 분포가 비정규성을 갖는 것을 의미한다. 본 연구에서 다변량 첨도(Multivariate kurtosis)지수는 10.81로 df=20, α=.05에서 χ²의 임계치 31.41보다 작아 다변량 정규성이 충족되었다[37]. 측정변수 간 공차한계 값은 모두 0.1이상(0.56~0.84)이고, VIF는 모두 10미만(1.20~1.79)이므로 다중공선성의 문제는 없었다.

Table 2
Descriptive Analysis for Study Variables (N=207)

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3. 경로모형의 검증

2) 수정 경로모형의 분석

수정 모형의 경로에 대해 분석한 결과에서 총 17개의 경로 중 13개가 유의하였다(Figure 2). 임상간호사의 내면행위에 직접적인 영향을 준 경로는 긍정정서(γ=.16, p=.019), 동료지지(γ=.14, p=.034), 직무자율성(γ=−.15, p=.025)이었으며, 표면행위에 직접적인 영향을 준 경로는 감정표현성(γ=−.34, p<.001), 감성지능(γ=.16, p=.025)이었다. 임상간호사의 감정적 소진에 직접적인 영향을 준 경로는 표면행위(β=.15, p=.014), 부정정서(γ=.35, p<.001), 동료지지(γ=−.19, p=.003), 상사지지(γ=−.20, p=.002)이었으며, 직무만족에 직접적인 영향을 준 경로는 내면행위(β=.12, p=.029), 긍정정서(γ=.34, p<.001), 감성지능(γ=.28, p<.001), 감정적 소진(β=−.33, p<.001)이었다. 수정 경로모형에서 d1와 d2 오차간의 상관계수 .33이고 Critical ratio (C.R.)는 4.51 (≥1.96), p<.001로 통계적으로 유의하였다.

Figure 2
Path diagram of the modified model.

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내면행위에 영향을 미치는 요인들의 효과를 분석한 결과, 긍정정서와 감성지능, 동료지지는 직접효과와 총효과가 유의하였고, 직무자율성은 유의하지 않았다. 이 변수들의 설명력은 10.0%였다. 표면행위에 영향을 미치는 요인들의 효과를 분석한 결과, 감정표현성과 감성지능은 직접효과와 총효과가 유의하였고, 부정정서, 상사지지, 직무자율성은 유의하지 않았으며, 이 변수들의 설명력은 14.0%였다. 감정적 소진에 영향을 미치는 요인들의 효과를 분석한 결과, 표면행위와 부정정서, 동료지지, 상사지지는 직접효과와 총효과가 유의하였으며, 이 변수들의 설명력은 29.0%였다. 직무만족에 영향을 미치는 요인들의 효과를 분석한 결과, 내면행위와 긍정정서, 감성지능, 감정적 소진은 직접효과와 총효과가 유의하였으며, 이 변수들의 설명력은 43.0%였다(Table 3).

Table 3
Standardized Direct, Indirect, Total Effect in the Modified Model

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