Purpose
This study aimed to construct and test a hypothetical model of turnover intention for clinical nurses based on affective events theory.
Methods: Data were collected from 375 clinical nurses working in an advanced general hospital. The exogenous variable of the hypothetical model was emotional labor, and the endogenous variables were negative emotional events, emotional intelligence, positive affect, organizational commitment, and turnover intention. Data were analyzed using the SPSS/WIN 23.0, and AMOS 22.0.
Results: The final modified model demonstrated a good fit. This model explained 70.6% of the variance in the turnover intention of clinical nurses. The statistically significant explanatory factors for turnover intention were emotional labor, negative emotional events and organizational commitment. As for the significant pathway affecting nurses’ turnover intention, emotional labor showed a decreasing effect on turnover intention and was mediated by emotional intelligence, positive affect, and organizational commitment (B=-.33, p=.002). Emotional labor showed a decreasing effect on turnover intention through organizational commitment (B=-.40, p=.006).
Conclusion: Various opportunities for education and multiple-approach institutional support must be provided to nurses to increase their vocation about the profession, emotional intelligence, positive affect, and organizational commitment.
,1
and Eun Gyung Kim2
This is an open access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-
This study aimed to construct and test a hypothetical model of turnover intention for clinical nurses based on affective events theory.
Data were collected from 375 clinical nurses working in an advanced general hospital. The exogenous variable of the hypothetical model was emotional labor, and the endogenous variables were negative emotional events, emotional intelligence, positive affect, organizational commitment, and turnover intention. Data were analyzed using the SPSS/WIN 23.0, and AMOS 22.0.
The final modified model demonstrated a good fit. This model explained 70.6% of the variance in the turnover intention of clinical nurses. The statistically significant explanatory factors for turnover intention were emotional labor, negative emotional events and organizational commitment. As for the significant pathway affecting nurses’ turnover intention, emotional labor showed a decreasing effect on turnover intention and was mediated by emotional intelligence, positive affect, and organizational commitment (B=-.33, p=.002). Emotional labor showed a decreasing effect on turnover intention through organizational commitment (B=-.40, p=.006).
Various opportunities for education and multiple-approach institutional support must be provided to nurses to increase their vocation about the profession, emotional intelligence, positive affect, and organizational commitment.
최근 의료계는 높아지는 고객의 권리의식과 환자안전 및 의료서비스의 질 향상을 지향하는 정부의 보건의료 환경 요구에 맞추어 무한경쟁 상황에 직면해 있다. 이러한 보건의료 환경 변화에 대응하여 간호사는 의료기관에서 중추적 역할을 하는 전문 인력이다. 그러나 간호사의 높은 이직률은 의료기관마다 양질의 간호 인력 확보를 어렵게 만들고, 조직의 인력관리 측면에도 부정적 영향을 미치고 있다. 간호사의 이직은 남아있는 동료간호사의 업무량을 증가시키고 의료의 질과 환자안전에 부정적인 영향을 미칠 뿐 아니라 조직의 효율성과 생산성에도 영향을 주기 때문에 조직은 간호사의 이직을 감소시키기 위한 관리 전략이 필요하다[1, 2].
이직의도는 가까운 미래에 현 직장을 자발적으로 떠나고 싶어 하는 의도로 국내 · 외 연구에서 실제 이직과 직결되는 선행 요인으로 보고되었다[3, 4]. 우리나라 간호사의 이직의도는 83.6%로 보건의료 직종 중에서 가장 높은 것으로 나타났다[5]. 실제로 간호사의 이직의도는 대상자의 특성과 환경에 따라 다르게 나타나기 때문에 다양한 영향 요인들에 대한 고려가 요구된다.
우리나라 간호사는 감정노동이 많은 직업군 75개 중에서 15위를 차지하는 높은 수준의 감정노동자로 분류되었다[6]. 감정노동(emotional labor)은 직무수행을 위해 자신의 실제 감정을 통제하고 조직의 감정표현 규범에 의해 요구되는 특정 감정을 표현하려는 노력으로, 간호사가 임상 현장에서 경험하는 부정적 감정노동은 간호사 개인의 신체 · 정신적 건강뿐 아니라 근무의욕과 직무수행 능률의 감소, 간호의 질 저하, 조직몰입의 감소, 이직 등에 영향을 초래하는 것으로 나타났다[1, 7]. 그러나 한편에서는 간호사의 감정노동이 환자에 대한 공감을 촉진시키는 필수적인 요소로, 다른 직종과는 다른 감정노동의 특성을 가진다는 주장이 있다. 즉, 간호사는 환자에게 긍정적인 표현을 하고 환자가 편안함을 느낄 수 있도록 감정을 조절하는 것을 중요한 간호업무로 인식하고, 환자와의 감정이입과 감정적 지지에 노력하는 과정에서 느끼는 감정노동을 환자 간호에 동반되는 당연한 과정으로 인식한다는 것이다[8]. 또한 간호사는 전문직 역할을 다하고자 노력하면서 조직 규범과 자신의 감정규칙에 따라 감정을 조절하고 관리하는 과정에서 감정노동을 경험한다. 이처럼 간호사의 감정노동은 전문직 인식과 감정조절 정도에 따라 부정 · 긍정적 측면을 모두 포함한 양면성을가지기 때문에 전문직 감정조절을 함께 측정할 필요가 있다. Hong [8]이 개발한 감정노동 측정도구는 우리나라의 사회적 규범과 문화적 정서를 바탕으로 간호전문직의 역할 안에서 환자를 중심으로 감정조절에 노력하는 간호사의 감정노동 속성을 측정하였다.
정서사건이론(affective events theory)은 조직구성원들이 근무환경이나 업무수행 과정에서 경험하는 정서사건이 개인적 특성에 따라 긍정적이거나 부정적인 정서반응을 유발하고, 직무태도에 영향을 미쳐 행동으로 표출되는 반응과정을 설명하는 모델이다[9, 10]. 즉, 정서사건(emotional events)은 특정한 근무 공간 내에서 근무시간 내에 발생하는 업무와 관련된 주요한 일로[10], 조직구성원은 이러한 사건들에 대하여 개인이 갖는 내면적 개인 특성에 의하여 긍정적이거나 부정적인 감정반응을 나타내며, 그 결과로 직무태도와 행동에 영향을 미친다[9]. 따라서 간호업무환경에서 간호사들이 경험하는 감정노동과 부정정서사건이 개인의 감성지능을 통해 어떻게 정서반응에 작용하고, 결과적으로 조직몰입과 이직의도에 영향을 주는 지 확인하는 데 적합하다.
업무 특성상 감정노동이 필연적인 간호사에게 다양한 상황을 효과적으로 대처하기 위해 개인의 감성지능을 관리하는 것은 중요하다. 감성지능은 자신과 타인의 감성을 인지하고 이해하며 자신의 감성을 조절할 줄 알고, 활용할 줄 아는 능력으로[11] 감성지능이 높은 사람은 업무환경에서 발생하는 갈등과 스트레스를 조절할 수 있으므로, 감성지능이 낮은 사람에 비해 높은 사람이 직무에 관한 불만족이 낮고 조직몰입의 수준을 높여 이직의도가 낮다[12]. 또한 조직몰입은 구성원이 조직의 목표와 가치를 수용하고 조직의 목표와 가치에 강한 신뢰, 애착 및 헌신을 보이는 것[13]으로, 이직의도의 가장 강력한 예측변수로서 많은 연구에서 다루어졌다[2, 4]. 이처럼 간호사의 조직몰입은 간호업무수행에 대한 태도, 동기부여와 밀접한 관련이 있으며, 환자간호의 질과 간호사 이직의 중요한 영향 요인이다[2].
지금까지의 연구는 간호사를 대상으로 감정노동, 정서사건, 감성지능, 정서반응, 조직몰입 및 이직의도에 관한 일부 변수 간의 상관관계와 영향요인을 밝힌 것이 대부분으로[7, 9, 10, 11, 12, 14, 15], 정서사건이론을 적용하여 일련의 변수들 간 관계에서 간호사의 이직의도에 미치는 영향 정도와 경로에 대한 연구는 아직까지 시도되지 않았다. 또한 본 연구에서 측정된 간호사의 감정노동은 환자와의 관계에서 돌봄을 유지하고 간호의 가치를 높이는 간호전문직관과 직무특성이 반영된 도구를 사용하였다[8]. 이에 본 연구는 정서사건이론을 토대로 간호사가 경험하는 감정노동과 부정정서사건이 개인의 감성지능과 정서반응을 통해 조직몰입과 이직의도에 영향을 주는 과정을 구조모형으로 검증함으로써 궁극적으로 간호사의 이직의도를 감소시키기 위한 조직 차원의 인적자원 관리방안을 제시하고자 하였다.
본 연구의 목적은 정서사건이론을 토대로 간호사의 이직의도를 설명하는 가설적 모형을 구축하고, 적합도를 검증하여 간호사의 이직의도에 영향을 미치는 요인들의 직 · 간접 효과를 확인하고, 간접효과 경로의 유의성을 검증하고자 함이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.
• 정서사건이론을 기반으로 한 감정노동, 부정정서사건, 감성지능, 긍정정서, 조직몰입과 이직의도의 가설적 모형을 구축한다.
• 간호사의 이직의도에 대한 구조모형의 적합도를 검증한다.
• 간호사의 이직의도의 영향을 미치는 변인 간의 관계에서 요인들 간의 직접효과, 간접효과 및 총 효과의 경로를 규명한다.
• 팬텀변수를 이용하여 간접효과 경로의 유의성을 검증한다.
본 연구에서는 Ashkanasy와 Daus의 정서사건이론[9]에 기반을 두고 간호사의 이직의도와 관련된 선행연구를 고찰하여 변수들 간 경로를 설정한 이론적 개념틀을 구성하였다(Figure 1). 정서사건이론[9]은 근무환경, 직무사건, 정서반응, 직무행동 및 태도에 대한 복합적인 관계를 제시하고 있다. 즉, 정서사건이른은 감정노동을 요구하는 근무환경은 조직 내 실제 사건들의 발생을 촉발하고, 이들 직무사건(work events)들은 긍정 또는 부정적 감정(emotion)의 주요한 원인으로 작용함으로써 조직구성원의 행동과 태도에 직접적인 영향을 준다고 가정한다[10].
Figure 1
Conceptual framework of the study.
정서사건이론을 구체적으로 살펴보면, 감정노동을 요구하는 근무환경은 동료와의 갈등, 상사와의 언쟁, 동료와의 비협조적 행동과 같은 부정정서사건을 유발하고, 조직구성원의 감정에 영향을 준다. 이처럼 조직구성원들의 태도와 행동은 순간마다 느끼는 감정에 의해 영향을 받기 쉬운데, 직무특성이나 감정노동의 요구와 같은 업무환경 자체뿐만 아니라 매일 업무 중 발생하는 다양한 사건들에 많은 영향을 받는다. Watson 등[16]은 부정정서사건으로부터 생기는 부정정서는 조직구성원에게 분노감, 경멸, 죄의식, 신경, 메스꺼움, 공포를 포함한 다양한 혐오스러운 정서 상태와 함께 주관적 고통과 불쾌감을 경험하게 하는 것으로, 부정정서를 낮추면 차분함과 평온함 등을 줄 수 있다고 하였다. 반대로 긍정정서는 활동적이고 열광적이고 활발함을 느끼는 정도로, 높은 긍정정서를 가지는 경우 조직구성원은 높은 에너지와 업무의 즐거움, 고도의 집중력 등을 경험하지만, 긍정정서가 낮은 경우 무기력과 슬픔 등을 경험한다고 하였다. 이와 같은 정서반응은 조직구성원이 정서사건에서 느끼는 주관적인 감정[10]으로, 개인의 특성에 따라 감정이나 기분의 정서반응에 영향을 미친다고 보았다[9]. 특히, 감성지능이 높은 사람은 모든 상황에 대해 더 스스로를 유능한 사람으로 인식하고 긍정적으로 반응하여[11], 부정정서사건이 발생해도 더 긍정적으로 반응할 수 있으며[17], 조직구성원의 긍정정서는 근무정서적 태도인 조직몰입에 긍정적인 영향을 준다[12, 15]. 정서사건이론에서는 근무태도로 조직몰입, 직무만족, 직무열의 등을 포함하며, 판단지향행동에 영향을 준다고 설명하고 있다[9]. 그동안 조직몰입은 이직의도의 가장 강력한 예측 변수로서 증명되었으며[7], 조직몰입을 높임으로써 간호사의 이직을 줄일 수 있는 것으로 보고되었다.
이에 본 연구는 정서사건이론을 기반으로 감정노동이 높은 간호업무 특성과 그로 인해 유발되는 부정정서사건이 간호사의 감정지능을 통해 정서와 관련되어 직무에 대한 태도와 조직에 대한 결정행동에 어떻게 영향을 미치는지 과정적 접근을 통해 설명하고자 하였다. 따라서 본 연구에서는 감정노동을 외생 변수로, 부정정서사건, 감성지능, 긍정정서, 조직몰입, 이직의도를 내생변수로 설정하여 가설적 모형을 구축하였다.
본 연구는 간호사가 경험하는 감정노동과 부정정서사건이 개인의 감성지능과 정서반응을 통해 조직몰입과 이직의도에 어떤 영향을 주는지 통합적으로 파악하기 위해 정서사건이론[9]과 선행연구를 토대로 가설적 모형을 구축한 후, 실증적 자료를 통해 모형의 적합성과 연구가설을 검증하기 위한 구조방정식 모형연구이다.
본 연구의 대상자는 일 개 상급종합병원에 근무하면서 환자의 직접 간호에 참여하여 환자와 보호자를 직접 대면하는 직무 오리엔테이션 기간을 거쳐 독립적으로 간호수행이 가능한 임상경력 3개월 이상인 간호사이다. 본 연구의 대상자 수 산정 기준은 AMOS 프로그램을 사용한 다변량 통계분석에서 권고하는 기준인 200~400개를 고려하였다[18]. 본 연구는 관측변수는 15개로 10% 탈락률을 고려하여 400명을 대상자 수로 정하여 설문지를 배포하였으며, 이중 응답이 불충분한 12부와 대상자 선정 기준에 적합하지 않은 3부를 제외한 375부를 최종 분석하였다.
연구대상자의 일반적 특성 변수로는 연령, 성별, 결혼상태, 교육수준, 근무부서, 총 임상경력, 현 부서 임상경력을 조사하였다.
감정노동은 Hong [8]이 한국적 정서와 간호사의 전문직 특성을 반영하여 개발한 감정노동 측정도구를 사용하였다. 이 도구는 총 16항의 5점 척도(‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점)로, 전문직 감정조절 노력(7문항), 대상자 중심 감정억제(5문항), 규범에 의한 감정가장(4문항)의 3개 하위요인으로 구성되었다. ‘전문직 감정조절 노력’ 점수가 높다는 것은 간호사로서 전문성과 소명의식을 가지고 환자에게 진심으로 친절을 베풀고, 이해하고자 노력하며, 자신의 감정을 조화롭게 균형 맞추려는 노력을 강도 높게 하고 있음을 의미한다. ‘대상자 중심 감정억제’ 점수가 높다는 것은 부정적이거나 부당한 감정투사를 받아도 돌봄의 대상으로 환자를 바라보면서 간호사 자신의 부정적인 감정을 견디고 억누르는 정도가 높음을 의미한다. ‘규범에 의한 감정가장’ 점수가 높다는 것은 실제로는 느끼지 않는 감정을 간호사로서의 역할 규범과 병원조직의 감정표현 규칙에 어긋나지 않도록 가장하는 정도가 높음을 의미한다. 감정노동의 평균 점수가 높을수록 간호사가 전문직 감정조절을 통해 감정적 부조화를 잘 조절하고 있다고 볼 수 있다. 개발 당시 도구의 신뢰도 Cronbach’s α값은 .88이었고[8], 본연구에서는 .88이었다.
정서사건의 측정은 Basch와 Fisher [19]가 총 27개 사건 범주로 분류한 정서사건-감정 매트릭스(affective events emotions matrix)를 중심으로 개발한 도구를, Chun [20]이 타당성을 검증 후 22문항으로 축소한 도구를 사용하였다. 정서사건은 조직구성원들이 업무 중에 경험하는 사건을 긍정정서사건과 부정정서사건으로 구분되어 있다. 긍정정서사건은 목표달성, 인정, 동료 배려, 새로운 업무참여, 관련 부서와의 호의적 관계이며, 부정정서사건은 동료와의 갈등, 상사와의 언쟁, 과다한 업무부담, 관련 부서원과의 마찰, 업무 실수, 목표 미달성 등이 이에 속한다. 본 연구에서는 간호사의 이직의도에 관련성이 있는[10] 부정정서사건 10개 문항을 측정하였으며, 각 문항은 5점 척도(‘전혀 없다’ 1점에서 ‘매우 자주 경험한다’ 5점)로 구성되었다. 평균 점수가 높을수록 부정정서사건 10개 각각의 목록에 대해 주관적으로 느끼는 경험의 빈도가 높음을 의미한다. Chun [20]의 연구에서 부정정서사건 도구의 신뢰도 Cronbach’s α값은 .84였고, 본 연구에서는 .85였다.
감성지능은 Wong과 Law [11]가 개발한 감성지능척도(Wong and Law Emotional Intelligence Scale, WLEIS)를 사용하여 측정하였다. 이 도구는 총 16문항으로 자기감성이해, 타인감성이해, 감성조절, 감성활용의 4개 하위요인으로 구성되었고, 7점 척도(‘전혀 아니다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 7점)로 측정되었다. 점수가 높을수록 감성지능 정도가 높은 것을 의미한다. 개발당시 도구의 하위영역신뢰도 Cronbach’s α값은 .76~.89였고, 본 연구에서는 하위영역은 .79~.84였고, 전체 신뢰도는 .92였다.
긍정정서는 Watson 등[16]에 의해 개발된 정서척도를 Park과 Lee [21]가 타당성을 검증한 ‘한국판 정적 · 부적 정서척도 개정판 도구’를 사용하여 측정하였다. 이 도구는 총 20문항으로 긍정정서(10문항)와 부정정서(10문항)의 2개 하위요인으로 구성되었고, 본 연구에서는 부정정서사건이 발생한 경우 감성지능의 영향을 받아 긍정정서반응으로 반응하는 정서사건 이론모형에 근거하여 긍정정서 10개 문항(예; 흥미로웠다. 신이 났다. 고무되었다 등)을 측정하였으며, 각 문항은 5점 척도(‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점)로 구성되어, 점수가 높을수록 긍정정서가 높음을 의미한다. 개발당시 도구의 신뢰도 Cronbach’s α값은 긍정정서 .88, 부정정서 .85였다. Park과 Lee [21]의 연구에서는 긍정정서 .86이었으며, 본 연구에서는 긍정정서 신뢰도는 .86이었다.
조직몰입은 Allen과 Meyer [13]가 조직에 대한 다면적 태도를 측정하기 위해 개발한 척도를 Kim [22]가 병원조직에 맞게 수정 · 보완한 도구를 사용하여 측정하였다. 이 도구는 총 18문항으로 정서적 몰입, 지속적 몰입, 규범적 몰입의 3개 하위요인으로 구성되었고, 7점 척도(‘전혀 아니다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 7점)로 측정되었다. 점수가 높을수록 조직몰입이 높음을 의미한다. Kim [22]의 연구에서 하위영역신뢰도 Cronbach’s α값은 .81~.93이었고, 본 연구에서는 하위영역은 .83~.93이었고, 전체 신뢰도는 .94였다.
본 연구는 연구자 소속의 기관윤리심의위원회(IRB NO. CBNU-201807-BMSB651-01)의 승인을 받은 후 자료를 수집하였다. 또한 본 연구에서 사용된 모든 연구도구는 전자우편을 통해 도구 개발자와 번역자의 승인을 받아 사용하였다. 자료수집은 2018년 8월 6일부터 8월 14일까지 진행하였다. 자료수집 전 연구대상 병원의 연구승인 절차에 따라 동의를 받았다. 자료수집을 위해 연구자가 대상의료기관의 간호부에 허락을 받고, 내과계와 외과계 15개 병동과 중환자실, 응급실 등 20개 부서에 연구목적에 맞는 간호사를 선정할 수 있도록 협조를 요청하였다. 이후 연구자로부터 훈련받은 연구보조원이 각 간호단위를 방문하여, 설명문을 통해 연구대상자에게 연구목적, 익명성, 비밀보장, 연구목적 이외 자료를 사용하지 않을 것, 언제든지 중단할 수 있으며, 중단에 따른 어떠한 불이익도 없음을 설명하였다. 연구참여에 대한 대상자의 서면동의 후, 대상자가 직접 설문지에 기입하는 자기기입식 설문을 진행하였다. 설문지 응답에 소요된 시간은 약 20분 정도였다. 작성한 설문지는 개인정보 보호를 위하여 서류봉투에 밀봉할 수 있게 하였으며, 연구보조원이 이를 직접 회수하였다. 설문 응답에 대한 감사표시로 모든 대상자에게 소정의 사례품을 제공하였다. 수집된 설문지는 자료수집 종료 후, 부호화하여 전산에 입력하였으며, 잠금장치가 있는 캐비닛에 보관되었다.
수집된 자료는 IBM SPSS/WIN 23.0 통계 프로그램과 IBM SPSS AMOS 22.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 연구대상자의 인구 · 사회적 특성과 측정변수의 특성은 서술적 통계분석하고, 자료의 정규성을 분석하였다. 연구도구의 신뢰도는 Cronbach’s α계수를 이용하여 분석하였다. 잠재변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 검증하였다. 측정변수 간 다중공선성은 분산팽창지수(Variation Inflation Factor, VIF)와 공차한계(tolerance)로 분석하였다. 연구도구의 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 통해 요인적재량과 요인 간 상관계수를 산출하여 요인구조를 확증하였다. 모형의 적합도 검증은 절대적합지수로는 χ2, 표준 χ2 (normed χ2), 절대적합지수(Goodness of Fit Index, GFI), 수정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI), 근사오차평균자승의 제곱근(Root Mean Squared Error of Approximation, RMSEA)과 표준화 잔차평균제곱(Standardized Root Mean square Residual, SRMR)을 분석하였고, 증분적합지수로는 표준적합지수(Normed Fit Index, NFI), 비교적합지수(Comparative normed of Fit Index, CFI), 터커루이스 적합지수(Tucker-Lewis Index, TLI)를 이용하였다. 구조모형의 경로에 대한 유의성 검증은 회귀계수모수치(Regression Weight, RW), 표준오차 표준화계수 임계치(Critical Ratio, CR), p 값으로 확인하였고, 내생변수에 대한 설명력은 다중상관자승(Squared Multiple Correlation, SMC)을 이용하였다. 대상자의 이직의도 모형을 검증하고, 이직의도에 영향을 미치는 요인들의 직 · 간접 경로계수를 산출하기 위해 구조방정식 모형분석법(Structural Equation Modeling, SEM)을 이용하였다. 모형검증은 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법(Maximum Likelihood Method, MLM)을 이용하였다. 부트스트래핑(bootstapping)을 이용하여 간접효과 및 총 효과의 유의성을 검증하였다. 팬텀변수를 이용하여 간접효과 경로의 유의성을 검증하였다.
연구대상자의 인구 · 사회적 특성은 Table 1과 같다. 대상자들은 연령은 평균 30.74세였으며, 미혼이 75.5%이고, 학력은 학사학위가 74.7%로 가장 많았다. 근무 부서는 중환자실(31.5%), 내과계 병동(29.6%), 외과계 병동(18.1%) 순이었다. 총 임상경력은 평균 6.87년이었으며, 현재 근무부서 경력은 평균 2.88년이었다.
Table 1
General Characteristics of Participants (N=375)
대상자의 감정노동은 평균 3.53점(1~5점 범위), 부정정서사건은 평균 2.94점(1~5점 범위), 감성지능은 평균 4.73점(1~7점 범위), 긍정정서는 평균 2.90점(1~5점 범위), 조직몰입은 평균 3.84점(1~7점 범위), 이직의도는 평균 3.18점(1~5점 범위)으로 나타났다(Table 2). 모든 측정변수는 일변량 정규성 검증에서왜도는 절댓값 2, 첨도는 7을 넘지 않아 자료의 정규성이 만족함을 확인하였다. CFA 결과, 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE)이 0.5 이상, 개념신뢰도(Construct Reliability, CR)가 0.7 이상으로 모든 잠재변수에서 집중타당도를 확인하였고, 잠재변수들의 AVE .52~.70, 상관계수 -.68~.54로 AVE가 상관계수의 제곱값보다 커서 구성개념에 대한 판별타당도가 검증되었다(Table 2). 잠재변수들의 상관계수는 절댓값 0.9 이하로 나타나 다중공선성에 문제가 없음을 확인하였다[18].
Table 2
Descriptive Statistics and Validity of Variables (N=375)
이직의도에 대한 가설모형을 분석하기 위해 다변량 정규성을 가정하는 최대우도 추정에 의한 추정법이 사용되었다. 가설적 모형이 자료와 얼마나 잘 부합되는지를 절대적으로 평가하기 위한 절대적합지수와 기초모형에 대한 제안모형의 부합도를 평가하기 위한 증분적합지수를 이용하였다. 본 연구의 가설적 모형의 적합도는 χ2=437.01 (df=84, p<.001), normed χ2=5.20, GFI=.87, AGFI=.81, RMSEA=.11, SRMR=.13, CFI=.87, NFI=.85, TLI=.84로 나타났다. χ2 값을 기준으로 보았을 때, 모델은 적합하지 않은 것으로 나타나 기준값을 만족시키지 못하였다. 본 연구에서는 공분산 행렬에 해당하는 수정지수(Modification Indices, MI)를 이용한 모형 수정에서 외생 잠재변수의 측정 오차 간 상관, 내생 잠재변수의 측정 오차 간 상관, 내생잠재변수의 구조 오차 간 상관을 설정하여 검증하기 위해 가장 큰 수정지수인 감정노동과 감성지능의 경로를 추가로 설정하고, 이후 분석에서 부정정서사건과 이직의도를 추가로 설정하였다. 다음으로 모형 수정의 기준에 맞는 항목 중 가장 큰 수정지수를 보인 내생잠재변수 감성지능 내 자기감성이해의 측정오차(e5)와 타인감성이해의 측정오차(e6) 간 상관을 연결하여 분석에서 수정지수가 가장 큰 값을 보인 내생잠재변수 조직몰입 내 지속적 몰입의 측정오차(e11)와 규범적 몰입의 측정오차 (e12) 간 상관을 허용하여 모형을 수정하였다.
수정지수에서 모형 수정의 기준에 맞는 상관을 연결한 후 최종 수정모형을 구축하였다(Figure 2). 모형 적합도를 평가한 결과, χ2=282.19 (df=80, p<.001), normed χ2=3.53, GFI=.91, AGFI=.86, RMSEA=.08, SRMR=.07, CFI=.93, NFI=.90, TLI=.90으로 권장수준을 충족하였다[18].
Figure 2
Path analysis for the turnover intention.
수정모형의 총 10개의 경로 중 통계적으로 유의하게 나타난 경로는 9개였으며, 각 경로의 경로계수와 유의성 검증 결과는 Table 3과 같다. 감정노동은 부정정서사건에 직접효과(β=-.13, p=.158)가 유의하지 않았으나, 감성지능에는 직접효과(β=.60, p<.001)와 총효과(β=.63, p=.002)가 유의하였다. 부정정서사건은 감성지능에 직접효과(β=-.25, p<.001)가 유의하였으며, 긍정정서에는 직접효과(β=-.18, p=.027), 간접효과(β=-.17, p=.019), 총효과(β=-.35, p=.011)가 유의하였다. 감성지능은 긍정정서에 직접효과(β=.70, p<.001)가 유의하였다. 긍정정서는 조직몰입에 직접효과(β=.56, p<.001)에 유의하였고, 감정노동은 조직몰입에 직접효과(β=.28, p<.001), 간접효과(β=.26, p=.002), 총효과(β=.54, p=.002)가 유의하였다. 감정노동은 이직의도에 직접효과(β=.17, p=.012), 간접효과(β=-.48, p=.003), 총효과(β=-.31, p=.003)가 유의하였고, 부정정서사건은 이직의도에 직접효과(β=.24, p<.001), 간접효과(β=.16, p=.007), 총효과(β=.40, p=.012)가 유의하였으며, 조직몰입은 이직의도에 직접효과(β=-.82, p<.001)가 유의하였다. 결과적으로 감정노동, 부정정서사건, 조직몰입은 이직의도를 70.6% 설명하였다.
Table 3
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects of the Modified Model (N=375)
본 연구모형은 매개변수가 3개인 다중매개모형으로, 팬텀변수를 이용하여 감성지능, 정서지능, 조직몰입이 이직의도에 미치는 특정간접효과를 분석하였고, 검증결과는 Figure 2와 같다. ‘감정노동→감성지능→긍정정서→조직몰입→이직의도’ 경로의 간접효과는 B=-.33 (p=.002)로 통계적으로 유의하였다. 또한 ‘감정노동→조직몰입→이직의도’ 경로의 간접효과는 B=-.40 (p=.006)로 통계적으로 유의하게 나타났다.
본 연구는 정서사건이론에 근거하여 간호사의 이직의도 영향요인에 대한 가설적 구조모형을 구축하고 모형의 적합도 및 경로의 유의성을 검증한 결과, 적합도 지수가 권장수준을 만족하여 간호사의 이직의도를 설명하는 모형의 적합도가 검증되었다. 정서사건이론의 중심 변수들 관계에서 간호사의 이직의도를 설명하는 요인은 감정노동, 부정정서사건, 조직몰입으로 70.6%의 설명력을 보였다. 이러한 설명력은 간호사의 이직의도의 구축모형을 연구한 이전 결과[6, 24]의 설명력(25.5~54.5%)과 비교할 때 높은 수준이다.
간호사는 환자와 직접 대면하는 서비스의 접점(service encounter)에서 신체 · 정신 · 감정적으로 취약하고 불안한 환자를 돌보는 동안 자신의 감정을 억제하고 환자에게 적절한 감정 표현을 요구받는 감정노동이 높은 직무환경에 있다. 이처럼 간호사는 환자에게 적절한 감정을 표출해야 하는 감정표출규범과 실제 감정에서 느끼는 감정부조화를 조절하지 못하면 높은 스트레스를 경험하고 직무불만족이 높아져 결국 이직에 이를 수 있다[14]. 선행연구들에서 간호사의 감정부조화를 주로 측정하여 감정노동의 부정적인 측면만을 부각함으로써 간호사의 감정노동이 주요한 이직의도의 촉진요인으로 나타났다[13, 25]. 그러나 간호사의 감정노동은 다른 서비스 직종과 다르게 간호 실무에서 중요한 임상적 기술로 여겨진다. 간호사는 조직의 규범보다는 전문직 역할 안에서 자신의 감정을 정화하고, 환자의 감정과 조화를 이루어 적절한 감정을 표현하고자 노력한다. 이러한 간호사의 감정노동은 환자와의 관계에서 돌봄을 유지하고 간호의 가치를 높이는 중요한 요소일 뿐만 아니라, 피상적 표현(superficial expression), 공감(empathy), 강력한 억제(intense expression/suppression)라는 감정의 연속성을 가진다[26]. 기존의 도구들로는 이러한 전문직 간호사로서 환자를 위해 자신의 감정을 관리하는 노력에 대한 측정을 정확히 할 수 없었다[8].
본 연구에서 측정한 간호사의 감정노동은 간호사를 대상으로 개발된 도구로 간호 전문성과 소명의식을 가지고 환자의 감정에 공감하고 경험하는 간호사의 감정노동 속성이 반영되었다[8]. 즉, 간호사의 감정노동은 대상자의 언어적 · 비언어적 폭력이나 부당한 언행에도 참아야 하는 ‘대상자 중심 감정억제’ 요인과 조직에서 실제 마음에 없는 감정을 가장해야 하는 ‘규범에 의한 감정가장’ 요인 이외에 대상자와의 치료적 관계를 위한 ‘전문직 감정조절 노력’이 포함되어 있다. 따라서 본 연구결과에서는 간호사의 감정노동은 이직의도를 증가시키는 직접적인 영향이 있을 뿐만 아니라 조직몰입에도 직접 효과를 보였다. 이처럼 감정노동의 긍정적 측면은 간호사들로 하여금 상호관계를 예측 가능하게 하여, 스스로 불쾌한 상황에서 심리적으로 거리를 두는 등 효과적인 감정관리 능력이 함양됨으로써 원만한 대인관계를 형성할 수 있으며, 직무를 효과적으로 수행할 수 있다는 의미이다[8]. 따라서 간호조직은 간호사의 이직의도를 낮추고 조직몰입을 높이기 위해 올바른 간호전문직관의 확립과 감정조절 역량 향상을 위한 훈련과 교육의 기회를 제공하고[27], 의료기관은 간호사의 부정적 감정노동을 감소시키기 위한 정책적 지원을 강구해야 한다.
본 연구에서 간호사의 감정노동이 부정정서사건에는 유의한 영향을 미치지 않은 것으로 나타났다. 선행연구[19]에서 조직구성원의 부정정서사건은 동료의 비협조적인 행동, 관리자의 부적절한 지시, 과다한 업무부담, 관련 부서와의 마찰 등이 주된 원인으로, 간호사는 환자나 보호자로부터 받은 감정노동을 부정정서사건으로 투사하지 않는 간호사의 전문직 면모를 보여주고 있다. 그러나 본 연구에서 간호사가 경험하는 부정정서사건은 이직의도를 높이는 직접효과를 보였다. 이러한 결과는 업무수행과정에서 업무갈등과 관련된 의사소통능력, 과다한 업무부담으로 인한 소진, 직무 스트레스, 역할갈등, 업무책임 등 다양한 부정정서사건이 이직의도에 영향을 미친다고 한 선행연구결과[1, 2, 7, 10, 14, 25]와도 일치한다. 그러므로 간호단위관리자는 간호사가 업무환경에서 경험하는 부정정서사건을 감소시키기 위해 개별 상담을 통해 부정정서사건의 원인을 파악하고, 해결방안을 모색하는 등 다각적인 노력을 기울여야 한다.
본 모형에서 감성지능을 설명하는 요인은 감정노동과 부정정서사건이었으며, 감성지능에 대한 감정노동의 설명력이 높게 나타났다. 감성지능이 높은 감정노동자는 서비스 접점 시 상호작용 상황에서 예상되고 수용가능한 감정이 무엇인지 알기 때문에 상황에 맞게 긍정적인 감정표현을 조장하는 방법으로 타인을 기쁘게 하는 감정표현을 할 수 있고, 고객들에게 좀 더 적절하게 반응한다. 이는 감성지능이 높은 개인은 느껴지는 감정과 표현된 감정 간에 갈등이 있었을 때, 긍정적인 감정표현과 실제 감정을 성공적으로 맞출 수 있음을 암시한다. 또한 감성지능이 높으면 부정정서사건이 발생해도 스트레스로 간주하기보다는 적극적으로 대처해 나가며, 스트레스 사건들을 통하여 나타날 수 있는 부정적 감정반응에서 자신을 보호할 수 있다[12, 17, 28]. 따라서 감성지능이 높은 사람은 자신의 감정과 타인의 감정을 인식하고 효과적으로 조절할 수 있기 때문에 감정노동에 따른 직무 스트레스, 이직의도 등의 부정적 결과를 완충하는 조절효과를 가진다[12, 15].
긍정정서를 설명하는 요인은 부정정서사건과 감성지능으로 긍정정서에 대한 감성지능의 설명력이 높게 나타났는데, 감성지능이 긍정정서에 중요한 영향을 미친다는 선행연구[28]와 일치하는 결과이다. 긍정정서가 높은 개인은 부정정서사건을 경험할 때, 이를 극복하는 것에도 도움이 되고, 부정적인 경험의 효과를 예방하는 것에도 기여할 수 있다. 긍정정서 경험은 타인에게 보다 적극적 태도로 의사소통을 시도하게끔 하며, 상호관계에서 가치 있는 사회적 행동을 보상하는 신호를 제공함으로써 이후에 적응적인 상호작용을 가능하게 한다[28]. 실제로 긍정정서를 많이 경험할수록 간호사와 의사와의 상호작용에서 발생하는 갈등을 감소시키고 직무만족과 조직몰입에 영향을 주어 이직의도가 낮게 나타난 것으로 보고되었다[29]. 본 연구에서도 간호사의 긍정정서는 조직몰입에도 직접 영향을 미치는 것으로 나타나, 간호조직은 간호사의 감성지능을 높여서 긍정정서를 높이고, 조직몰입을 높이는 전략을 고려해 볼 필요가 있다.
본 연구에서 간호사의 조직몰입이 높을수록 이직의도가 낮아지는 직접효과를 보였다. 이러한 결과는 많은 선행연구와 일치하였다[1, 2, 7]. 조직몰입이 높은 구성원은 조직에 소속감과 충성심이 높고 직무에 대한 긍정적 태도를 가진다. 따라서 간호단위관리자는 조직구성원들과 원활한 의사소통을 통해 결속력을 다지며 신뢰관계를 증진하고, 동기부여와 사기증진을 위한 리더십을 발휘해야 한다[2]. 또한 간호계와 의료기관은 간호사들이 간호전문직관의 올바른 확립과 자존감 강화훈련 프로그램을 위한 다양한 교육 프로그램을 개발하고 지원해야 한다[4, 27].
본 연구는 정서사건이론에 근거한 이직의도의 경로를 팬텀변수를 이용하여 검증한 결과, 간호사의 감정노동은 감성지능을 높이고 긍정정서로 반응하여 조직몰입을 높임으로써 이직의도를 낮추는 효과가 있었다. 이러한 경로는 정서사건이론의 개념적 틀인 조직의 직무환경이 조직구성원의 정서에 영향을 미치고 직무태도와 행동으로 이어지는 과정을 잘 보여주고 있다. 또한 간호전문직관이나 감성지능이 높으면 조직몰입도가 높고 이직의도가 낮아진다고 한 선행연구[12, 15, 27]와도 일치한다. 간호사는 환자에 대한 배려를 기본으로 치료적 관계를 맺고, 양질의 간호를 제공하기 위해 감성지능이 매우 중요하다. 감성지능이 높은 간호사는 유연하고 긍정적인 사고, 업무에 대한 긍정적 태도, 갈등을 잘 관리할 수 있을 뿐 아니라 조직몰입을 높여 이직의도를 낮추는 것으로 나타났다[7]. 감성지능은 교육과 훈련을 통해 향상될 수 있으므로, 임상에서도 자신의 감성이해와 감성활용을 중심으로 감성지능향상훈련 프로그램이나 정서표현훈련 프로그램, 역지사지훈련 프로그램 등과 같은 다양한 훈련과 교육 프로그램을 개발하여 적용할 수 있는 방안을 마련하는 것이 필요하다. 또한, 감성지능과 긍정정서와 같은 감정적 잠재력을 증진시키기 위한 마음 챙김 과정, 멘토를 설정하여 관리하는 등의 능동적이며 다각적인 정책적 지원이 요구된다[30].
본 연구는 전문직 간호사의 업무특성을 반영한 감정노동 측정도구를 사용하여, 간호사의 감정노동이 조직몰입을 높일 수 있을 뿐만 아니라 감정지능과 긍정정서를 통해 조직몰입을 높이고 이직의도를 줄일 수 있다는 정서사건이론을 검증하였다. 그동안 연구는 간호사의 감정노동의 부정적 결과를 강조했다면, 본 연구결과는 간호의 본질로서 전문직 감정조절을 통해 대상자와의 라포(rapport) 형성과 신뢰적 관계 형성에 필요한 치료적 감정노동이라는 긍정적 측면을 보여주었다는데 의의가 있다. 따라서 본 연구결과를 토대로 간호사들이 감정노동을 돌봄의 한 영역으로 인식하고 자신의 감정을 치료적이고 전문적으로 사용할 수 있도록 개인, 교육기관, 조직 차원의 능력향상 지원전략을 마련할 필요가 있다. 또한 감정노동과 관련된 전문직 간호역량을 강화시킨다면 감정노동으로 초래될 수 있는 소진, 직무 스트레스, 이직의도와 같은 부정적 결과를 감소시켜 간호사 개인의 안녕과 전문직 발전은 물론 간호조직의 성과향상에도 기여할 수 있을 것이다.
본 연구결과에서 간호사들은 간호과정에서 느끼는 감정노동을 환자와의 관계에서 돌봄을 유지하고 간호의 가치를 높이는 중요한 요소로 인식함으로써 전문직의 감정조절을 중요한 간호업무로 실천하고 있음을 보여주었다. 또한 내면적 개인특성인 감성지능을 활용하여 부정적 감정을 긍정정서로 반응하고, 조직몰입을 높임으로써 이직의도를 감소시키는 노력을 확인하였다. 그러나 간호사가 자신의 부정적 감정을 억누르며 업무를 지속하는 것은 이직의도를 증가시키는 직접적인 영향도 있으므로 학계와 조직 차원에서 간호사의 감정노동을 줄이고, 감성지능을 높이는 지원이 필요하다. 이는 간호사가 간호직에 대한 소명감을 가지며 감성지능과 긍정정서를 높이기 위한 다양한 교육기회와 중재 프로그램을 개발하고 적용하는 다각적인 교육 · 정책적 지원이 요구된다.
본 연구는 일개 상급종합병원의 간호사를 대상으로 하였기 때문에 의료기관과 간호사의 특성이 반영될 수 있어 일반화하는데 제한이 있으므로 다양한 의료기관의 간호사를 포함한 대규모 연구를 제언한다. 또한 본 연구에서 검증한 변수 이외에 정서사건이론에 근거한 다양한 변수들을 구성한 반복연구와 간호사의 이직의도에 대한 구조모형에서 검증된 경로들을 바탕으로 이직의도를 감소시키기 위한 다양한 중재 프로그램의 적용효과를 검증하는 후속 연구를 제언한다.
이 논문은 제1저자 최은하의 박사학위논문의 축약본임.
This manuscript is a condensed form of the first author’s doctoral dissertation at Chungbuk National University (Year of approval: 2019).
