Abstract
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Purpose
This study aimed to identify the factors that influence nurses’ perception of “decent work."
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Methods
Data were collected from 208 nurses who had worked in hospitals for over 6 months, from January 23 to February 11, 2024. The collected data were analyzed using descriptive statistics, t-tests, analysis of variance, Pearson's correlation, and hierarchical multiple regression analysis using IBM SPSS Statistics version 29.0.
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Results
Statistically significant positive correlations were observed among “decent work,” “work volition,” “living a calling,” and “social comparison orientation.” The core factors that significantly affected the perception of “decent work” by nurses were ‘work volition” (β=.30, p<.001), shift type (β=-.28, p<.001), aged in their 40s (β=-.22, p=.003), “living a calling” (β=.18, p=.012), and “social comparison orientation” (β=.14, p=.021). These variables explained 32% of the variance in the perception of “decent work.”
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Conclusion
The study results confirmed that, in addition to “work volition” and “living a calling," “social comparison orientation” also plays a significant role in how nurses perceive “decent work.” To understand the “decent work” conditions in nursing, it is necessary to explore the relationship between these factors and the variables that reflect professionalism or social recognition.
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주요어: 간호사, 괜찮은 일자리, 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성
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Key Words: Nurses; Work; Volition; Vocational guidance; Social perception
서론
1. 연구의 필요성
간호 분야는 취업 용이성과 높은 고용 가능성으로 많은 이들이 전공으로 선택하고 있으나, 실제 간호사로 진출한 후에는 높은 사직률과 자발적인 유휴 인력이 나타나는 이중적인 현상을 보이고 있다[
1]. 최근 몇 년간 타 직군의 장기화된 의정 갈등이 의료 현장의 인력 운용 변화와 맞물려, 간호사들은 무급 휴직 권고를 받거나 신규 인력 채용이 지연되는 등 고용 환경의 불안정성을 경험하였다. 그러나 간호법 제정으로 간호 업무 환경의 개선과 업무 자율성 향상이 기대되면서, 간호사들에게 자신의 직업에 대하여 다소 긍정적인 인식할 수 있는 계기가 마련되었다[
2]. 이와 같은 시기에 간호 분야는 간호사들이 자신의 직업을 양질의 일자리로 인식하고 강화할 수 있는 자원을 발굴하고 지원해 나가는 등의 다각적인 노력이 필요하다.
괜찮은 일자리(decent work)는 국제노동기구(International Labor Organization)에서 청년실업 문제와 연계하여 정의하였으며, 근무 환경, 건강관리 혜택, 조직 가치, 적절한 임금을 제공하고 사회적 기준에 따라 동등한 기회를 보장하는 일자리에서 출발하여[
3], 점차 일에서 얻는 만족감과 같은 심리적 요인까지 아우르는 개념으로 확장되었다[
4]. 괜찮은 일자리는 직업적 충만감을 높이며 신체적·정신적 건강에도 긍정적인 영향을 줄 수 있다[
5]. 국내의 경우 취업 준비 중인 대학생이나 대학졸업자[
6-
8], 비정규직[
9], 다문화 청년[
10], 직장인[
11]을 중심으로 괜찮은 일자리에 대한 연구들이 주목받아 왔지만, 간호 분야에서는 거의 연구된 바 없다. 괜찮은 일자리에 대한 인식은 연령이나 직업 경험에 따라 차이가 있는 편이며[
4], 청년층은 대체로 자신의 주관적인 가치 기준에 따라 행복과 성공을 추구하는 경향이 높다고 알려져 있다. 특히 대학생은 미래 산업의 핵심적인 인적 자원이지만 직업 세계에 진입하기 위한 탐색 시기이므로 직무 경험은 거의 없다고 할 수 있다[
6]. 이는 간호 분야에서 괜찮은 일자리에 대한 인식을 탐색하는 과정에서 세대나 경력을 모두 아우를 수 있게 포괄적으로 접근하거나, 부득이한 경우 실제적인 직무 경험을 가진 임상간호사에서 출발하면 기준점 마련에 유용할 것임을 시사한다.
괜찮은 일자리에 대한 인식에 영향을 주는 요인들로는 일 자유의지, 소명 수행 및 사회 비교 경향성 등이 제시되고 있다[
4,
12]. Duffy 등[
4]에 따르면, 모든 개인이 가지는 일에 대한 경험은 단순히 흥미나 적성만으로 설명될 수 없으며, 자신이 지각하는 일에 대한 자유의지와 소명 수행 정도에 따라 달라질 수 있다. 일 자유의지(work volition)는 자신의 진로 선택에 있어 스스로 결정을 내릴 수 있다는 인식으로, 직업 선택 과정에 여러 제약이 따르더라도 개인이 통제력을 가질 수 있다고 믿는 것을 의미한다[
4]. 그러므로 일 자유의지는 직업에 대한 만족감을 높이고[
13], 괜찮은 일자리 인식에도 긍정적인 영향을 주게 된다[
14].
소명 수행(living a calling)은 자신에게 부여된 것을 수행하는 책임 의식과 소명감을 바탕으로 살고 있는가를 평가하는 개념이다[
4]. 소명 수행은 단순히 자신에게 소명감이 있다고 인식하는 소명 의식과 비교하여 실제 삶에서 발현되는 정도가 명확하여, 다양한 직무 및 삶의 경험 등 실질적인 역할 내에서 다른 변수들과의 관계를 규명하기에 용이한 편이다[
15]. 또한 소명이 ‘인식’ 상태보다 실천적 ‘수행’ 상태에서는 개인의 사회경제적 자원과 기회 정도에 영향을 받으며, 소명 수행은 경력 및 직무몰입, 직무만족과 같은 자신의 직무를 긍정적으로 인식하게 하는 변인으로 알려져 있다[
4,
16,
17]. 그러므로 업무와 고용 환경 등이 다른 간호사를 대상으로 소명 수행과 괜찮은 일자리 간의 관련성을 확인하는 것이 의미가 있을 것이다.
현대인들에게 있어 social network service (SNS)는 개인의 사고방식, 의견, 일상생활 등을 타인과 공유하는 보편적인 수단이 되고 있다[
18]. SNS를 많이 이용하는 사람들은 일상을 공유하는 사람들과 자신을 비교하며 자신의 가치를 평가하는 경향이 높다고 알려져 있고, 사회 비교 경향성은 자신과 타인을 비교하는 개인성향을 의미한다[
19]. 사회 비교 경향성은 자신의 수행 태도를 비롯하여 다양한 의사결정에 영향을 미치는데, 높은 사회 비교 경향성은 낮은 자존감과 불안정하고 불확실한 자기 개념과 상호작용한다[
17,
19,
20]. 즉, 사회 비교 경향성이 높은 사람은 낮은 자존감 때문에 자신의 진로를 결정하지 못하는 수준이 높고[
12], 직업에 대한 만족도가 낮을 수 있다[
20]. 또한 진로 결정이나 평가에 있어 자기 확신보다 타인의 평가에 의존할수록 부정적인 정서를 가지게 될 가능성이 있어[
20] 괜찮은 일자리에 대한 인식에 부정적 영향을 미칠 수 있다. 이에 사회 비교 경향성이 임상간호사의 괜찮은 일자리에 대한 인식에 실제로 어떠한 영향을 미치는지 확인할 필요가 있다.
이에 본 연구는 간호사의 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성이 괜찮은 일자리에 미치는 영향을 확인하여, 간호 분야의 괜찮은 일자리 조건에 대한 보다 깊은 이해와 이를 기반으로 간호 인력 관리의 기초자료를 제공하자 한다.
2. 연구 목적
본 연구의 목적은 임상 간호사가 인식하는 괜찮은 일자리의 영향요인을 확인하고자 함이며 구체적인 목적은 다음과 같다.
· 대상자의 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성 및 괜찮은 일자리 수준을 파악한다.
· 대상자의 일반적 특성에 따른 괜찮은 일자리 인식 차이를 파악한다.
· 대상자의 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성과 괜찮은 일자리 인식 간의 상관관계를 파악한다.
· 대상자가 인식하는 괜찮은 일자리에 영향을 주는 요인을 규명한다.
연구방법
1. 연구 설계
본 연구는 임상간호사가 인식하는 괜찮은 일자리에 영향을 주는 요인을 확인하기 위한 서술적 조사연구이다.
2. 연구 대상
본 연구의 대상자는 의료법상의 의료기관에서 업무 적응 기간을 고려하여 6개월 이상 근무한 임상간호사이며[
21], 본 연구 목적을 이해하고 참여에 동의한 자이다. 적정표본 수는 G*power 3.1.9.4 program으로 유의수준 .05, 중간 효과크기 0.15, 검정력 .95, 예측 변인 11개를 설정하여 다중회귀분석 할 경우, 178명이다. 탈락률 15%를 예상하여 210명의 응답을 수집하였으며, 소명 수행 측정 도구 응답 결과를 토대로[
15] 2개의 자료를 제외한 208명의 자료가 최종 분석되었다.
일반적 특성은 성별, 연령, 교육수준, 직위, 임상경력, 근무 형태, 주당 근무시간 및 소득 만족에 관한 8개 문항으로 구성하였다.
1) 일 자유의지
일 자유의지는 Duffy 등[
22]이 개발하고 Kim [
9]이 타당화한 일 자유의지 척도(Work Volition Scale, WVS)를 사용하였다. WVS는 총 11문항이며, 3개의 하위 영역(의지 4문항, 구조적 제약 4문항, 경제적 제약 3문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 7점인 Likert 7점 척도이다. ‘제약’과 관련된 7문항은 역산하였으며 점수가 높을수록 일 자유의지 정도가 높음을 의미한다. Kim [
9]의 연구에서 도구의 Cronbach’s α는 .80이었고, 본 연구에서의 Cronbach’s α는 .75였다.
2) 소명 수행
소명 수행은 Duffy 등[
23]이 개발하고 Ahn과 Shin [
15]이 타당화한 한국어판 소명 수행 도구(Living Calling Scale-Korean, LCS-K)를 사용하였다. LCS-K는 총 6문항이며, 각 문항은 ‘전혀 동의하지 않는다’ 1점에서 ‘매우 동의한다’ 7점까지인 Likert 7점 척도이다. 점수가 높을수록 소명 수행 정도가 높음을 의미한다. Ahn과 Shin [
15]의 연구에서 각 문항마다 ‘해당사항 없음-나는 소명이 없다’ 8점을 배치하여, 8점에 응답한 경우는 분석에서 제외하도록 하였다. 본 연구에서는 8점을 선택한 2개의 자료를 최종 분석에서 제외하였다. Ahn과 Shin [
15]의 연구와 본 연구에서 도구의 Cronbach’s α는 .95였다.
3) 사회 비교 경향성
사회 비교 경향성 측정은 Gibbons와 Buunk [
19]가 개발한 Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure를 Choi [
24]가 한국의 실정에 맞게 번안한 한국어판 사회 비교 경향성 척도를 사용하였다. 이 도구는 총 11문항이며, 능력(6문항)과 의견(5문항)의 하위 영역으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 Likert 5점 척도이다. 점수가 높을수록 사회 비교 경향성이 높음을 의미한다. Choi [
24]의 연구에서 도구의 Cronbach’s α는 .83이었고, 본 연구에서의 Cronbach’s α는 .85였다.
4) 괜찮은 일자리
괜찮은 일자리는 Duffy 등[
4]이 개발하고 Nam과 Kim [
25]이 직장인을 대상으로 타당화한 한국어판 Korean-Decent Work Scale (K-DWS)를 사용하였다. K-DWS는 총 15문항이며, 5개의 하위 영역(안전한 직무 환경, 건강관리 지원, 적절한 보상, 자유시간과 휴식시간 보장 및 조직 가치) 각각 3개 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 7점까지의 Likert 7점 척도이다. 점수가 높을수록 자신의 일을 괜찮은 일자리로 인식하는 수준이 높음을 의미한다. 개발 당시[
4]와 Nam과 Kim [
25]의 연구에서 도구의 Cronbach’s α는 각각 .86과 .80이었고, 본 연구에서의 Cronbach’s α는 .81이었다.
자료 수집은 2024년 1월 23일에서 2월 11일에 이루어졌다. 다양한 지역의 대상자 확보를 위해 간호사 온라인 커뮤니티인 ‘널스빌리지(Nurse Village)’와 및 D시 2개 병원 간호부 커뮤니티를 통해 홍보하였다. 참여에 동의하는 임상경력 6개월 이상의 간호사를 대상으로 하였으며, 설문 또한 모바일이나 이메일로 링크하여 자율성을 최대한 보장하기 위해 노력하였다.
5. 자료 분석
수집된 자료는 IBM SPSS Statistics 29.0 version을 이용하여 다음과 같이 분석하였다. 일반적 특성, 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성 및 괜찮은 일자리는 빈도, 백분율, 평균, 표준편차 및 왜도와 첨도를 평가하였다. 일반적 특성에 따른 괜찮은 일자리 차이는 독립 표본 t-검정, 일원분산분석, Kruskal-Wallis test를 사용해 분석하였고, 사후검정은 Scheffé test와 Bonferroni test를 시행하였다. 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성 및 괜찮은 일자리 간의 상관관계는 Pearson's Correlation Coefficient를 사용하여 분석하였다. 괜찮은 일자리 영향요인은 위계적 다중회귀분석을 사용하여 분석하였다.
6. 윤리적 고려
본 연구는 K대학교 기관생명윤리위원회의 승인을 받은 후 진행되었다(KYU 2024-01-002). 온라인을 기반으로 한 모집 공고와 자료 수집을 통해 대상자들의 자율성을 최대한 보장하였다. 모집 시와 설문 시작 전, 연구 목적, 연구 방법과 절차를 포함하여 개인 정보 보호와 활용에 관한 사항을 충분히 안내하고 자발적인 참여에 동의하는 대상자에게 설문 화면을 링크하였다. 참여 중이라도 언제든지 참여를 중단할 수 있고, 중단에 따른 어떠한 불이익이 없음을 안내하였다.
연구결과
1. 대상자의 일반적 특성
대상자의 일반적 특성과 일반적 특성에 따른 괜찮은 일자리의 차이는
Table 1에 제시되어 있다. 대상자의 일반적 특성에서 성별은 여성(184명, 88.5%), 연령에서는 20대(108명, 51.9%), 교육수준에서는 학사(146명, 70.2%), 직위에서는 일반 간호사(177명, 85.1%)의 비중이 높았다. 임상경력은 3년에서 5년 이하(82명, 39.4%), 11년 이상(55명, 26.4%), 6년에서 10년 이하(51명, 24.6%) 순으로 나타났다. 근무 형태는 상근(101명, 48.6%)과 교대근무(107명, 51.4%)가 유사하였고, 주당 평균 근무시간은 대부분 40시간에서 52시간 범위(153명, 73.6%)에 있다고 응답하였으며, 소득 만족에서는 불만족(133명, 63.9%) 비중이 더 높았다.
대상자의 일반적 특성에 따른 괜찮은 일자리의 차이는 성별(t=2.17,
p=.031), 연령(F=4.22,
p=.016), 직위(t=-2.17,
p=.031), 근무 형태(t=4.21,
p<.001), 주당 평균 근무시간(H=6.49,
p=.039), 소득 만족(t=-2.40,
p=.017)에서 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 남성(4.55±0.82)이 여성(4.21±0.70)보다, 책임 간호사 이상(4.51±0.83)이 일반 간호사(4.20±0.69)보다, 상근근무 집단(4.46±0.75)이 교대근무 집단(4.06±0.64)보다, 소득에 만족하는 집단(4.39±0.48)이 불만족인 집단(4.17±0.81)보다 괜찮은 일자리에 대한 인식 정도가 유의하게 높았다. Scheffé 사후분석 결과, 연령은 30대 집단(4.47±0.76)이 20대 집단(4.18±0.70)보다 높았다. Bonferroni 사후분석 결과, 주당 평균 근무시간은 40시간 미만 집단(4.51±0.52)이 53시간 이상 집단(3.98±0.73)보다 높았다(
Table 2).
대상자의 일 자유의지의 평균점수는 7점 만점에 4.32±0.69점, 소명 수행의 평균점수는 7점 만점에 4.89±1.18점, 사회 비교 경향성의 평균점수는 5점 만점에 3.43±0.79점, 괜찮은 일자리의 평균점수는 7점 만점에 4.25±0.72점으로 나타났다(
Table 3). 최대 우도 추정 방법(maximum likelihood)을 사용하여 변인들의 왜도와 첨도를 확인한 결과, 절대값이 각각 2 (-.25∼.54)와 7 (-.56∼.61)보다 작았으므로 변인들은 정규분포 가정을 충족하였다[
26].
괜찮은 일자리에 대하여 일 자유의지(r=.42,
p<.001), 소명 수행(r=.34,
p<.001)과 사회 비교 경향성(r=.15,
p=.029)은 통계적으로 유의한 정적 상관관계를 나타내었다. 일 자유의지와 소명 수행도 정적 상관관계(r=.48,
p<.001)가 확인되었다(
Table 3).
대상자가 인식하는 괜찮은 일자리에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 위계적 다중회귀분석을 실시하였다. Model 1에서는 일반적 특성 중 괜찮은 일자리와 유의한 차이를 보인 성별, 연령, 직위, 근무 형태, 주당 평균 근무시간, 소득 만족을 Dummy 변수 처리하여 투입하였으며, model 2에서는 종속변수인 괜찮은 일자리에 대해 상관분석 상 통계적으로 유의하였던 독립변수인 일 자유의지, 소명 수행 및 사회 비교 경향성을 단순회귀분석으로 각각 확인하여 영향요인으로 나타난 일 자유의지, 소명 수행 및 사회 비교 경향성을 추가로 투입하였다. Model 1, model 2 모두 투입된 변수 간 분산팽창계수(variance inflation factor)가 1.08∼2.72로 10 미만이고, 공차(tolerance) 한계가 .37∼.94로 0.1 이상임을 통하여 다중공선성 문제는 없음을 가정하였고, Durbin-Watson 지수가 1.97로 2에 가까워 자기상관 문제 또한 발생 가능성이 낮아 회귀모형으로 적합하다고 보았다.
회귀분석 결과, model 1은 통계적으로 유의하였으며(F=6.55,
p<.001), 연령에서 40대(β=-.27,
p=.001), 교대근무(β=-.37,
p<.001), 소득 만족(β=.14,
p=.034)이 괜찮은 일자리에 통계적으로 유의한 영향을 주는 요인이었고, 괜찮은 일자리에 대한 설명력은 18%이었다. 다음 단계에서 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성을 추가로 투입한 model 2의 회귀모형 또한 통계적으로 유의하였다(F=9.92,
p<.001). 40대(β=-.22,
p=.003), 교대근무(β=-.28,
p<.001), 일 자유의지(β=.30,
p<.001), 소명 수행(β=.18,
p=.012), 사회 비교 경향성(β=.14,
p=.021)이 통계적으로 유의한 영향을 주는 요인이었으며 괜찮은 일자리에 대한 설명력은 32%였고, model 1 모형보다 괜찮은 일자리에 미치는 영향을 15.0% (△R²=.15) 추가적으로 설명하는 것으로 나타났다. Model 1에서 유의했던 소득 만족은 model 2에서는 유의한 변수로 확인되지 않았다(
Table 4).
논의
본 연구는 임상간호사가 자신의 업무를 괜찮은 일자리로 인식하는데 있어 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성의 영향을 파악하여 괜찮은 일자리에 대한 이해를 넓힐 수 있는 기초자료를 제공하고자 시도되었다. 본 연구에서 임상간호사가 인식하는 괜찮은 일자리 수준은 동일 도구를 적용한 일반 직장인[
25,
27]보다 다소 높은 수준이었으나 간호대학생이 인식하는 미래의 괜찮은 일자리 수준보다는 낮은 수준이었다[
7]. 특히 괜찮은 일자리에 대한 이해에는 사회·경제적 제약이나 맥락 요인이 중요한데[
4], 간호사 대상의 연구가 거의 없는 실정이어서 비교와 해석에서 신중해야만 한다. 다만 괜찮은 일자리는 젊은 세대의 주관적인 웰빙과 이직 의도와의 사이에서도 긍정적인 역할을 할 수 있다[
28]. 간호대학생들이 임상에 진입하여서도 간호사 업무를 괜찮은 일자리로 인식한다면 이들의 이직 의도까지도 낮출 수 있을 것이다. 다만 다양한 특성을 이해할 수 있는 반복 연구가 우선되어야 할 것이다.
일반적 특성과 관련하여 괜찮은 일자리는 성별, 연령, 직위, 근무 형태, 근무시간, 소득에 대한 만족도에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 이를 심층적으로 비교할 만한 선행 연구는 거의 이루어지지 않은 실정이지만, 성별에서는 남성인 집단[
7,
8], 연령에 따라 괜찮은 일자리에 대한 인식에 차이가 있었던 결과[
8]와 유사성이 있었다. 그 외 업무적으로 어느 정도 자율성을 가지게 되는 직위나 근무시간이 다소 안정적인 상근직이거나 근무시간이 적거나, 소득에 대하여 만족하는 집단이 인식하는 괜찮은 일자리는 긍정적인 것으로 해석할 수 있지만, 일반화를 위해 보다 많은 연구가 요구된다.
상관분석 결과, 대상자의 괜찮은 일자리에 일 자유의지, 소명 수행과 시회비교 경향성이 정적 관련성을 나타냈다. 괜찮은 일자리에 직장인의 일 자유의지[
11,
29], 다문화 청년의 일 자유의지[
10], 간호대학생의 일 자유의지[
7]가 유의한 정적 상관관계가 있음을 보여준 결과를 지지하였고, 비정규직 청년층의 자율성[
9]과도 유사한 맥락으로 해석될 수 있다. 또한 직장인의 소명 수행과 정적 관련성을 보여준 연구[
27]와도 일치하면서, 소명 수행은 직장인들의 일과 관련된 변인이라 할 수 있는 일의 의미, 일 자유의지, 경력몰입과는 정적으로, 직무 소진이나 이직 의도와는 부적 상관관계를 나타낸 연구[
15]와도 비교해 볼 가치가 있어 보인다. 한편 사회 비교 경향성은, 일반적으로는 개인적으로도 직무적으로도 감정적 소진을 유발한다[
29]는 연구와는 다른 맥락이지만, 중국 직장인들의 직무성과와는 정적 상관관계로 나타난 연구[
30]와는 유사한 맥락을 보였다. 다만 괜찮은 일자리 변수로 고려된 적 없는 사회 비교 경향성을 시도한 부분은 반복 연구를 통해 보다 안정적인 결과가 나타나는지 확인이 필요하다.
임상간호사가 인식하는 괜찮은 일자리 영향요인 분석에서는 일반적 특성에서의 40대, 교대근무 요인은 부적으로 영향을 주었고, 일 자유의지, 소명 수행, 사회 비교 경향성은 정적으로 영향을 주었으며, 변수의 설명력은 32%로 나타났다. 대학졸업자 직장인 중 괜찮은 일자리를 2년 이상 안정적으로 유지해 온 경우 40대가 30대에 비해 괜찮은 일자리 비중이 낮았으며, 가족소득과 교육수준이 높을수록, 남성인 경우는 괜찮은 일자리 비중이 높았던 연구[
8]와 일부 유사한 결과이다. 괜찮은 일자리를 직장생활의 질이나 직무만족의 맥락으로 확장해보면 튀르키예 교대근무 간호사가 상근직보다 직장생활 질이 높았던 연구[
31] 및 국내 교대근무 간호사의 경우 30대 미만보다는 30대 이상에서[
32], 연령이 많을수록 직무만족이 높아진다는 연구[
33]와는 다소 다른 결과이다. 일반적으로는 연령이나 경력을 통해 업무 자율성과 수행능력 향상을 기대할 수 있지만[
33], 괜찮은 일자리로 자리잡기 위해서는 연령이나 경력에 따른 보상 및 근무 형태의 변화가 필요함을 시사하는 것으로도 해석된다. 다만 현재까지 간호사를 대상으로 괜찮은 일자리 자체에 대한 심층적인 비교 연구는 부족한 실정으로, 이에 대한 지속적인 관심과 연구가 필요하다.
특히 일 자유의지는 임상간호사가 인식하는 괜찮은 일자리를 가장 비중 있게 설명하는 요인이었다. 비정규직 청년층이 괜찮은 일자리라고 인식할수록 자율성이 높아지거나[
9], 경제적 제약을 크게 느끼는 간호대학생에게 일 자유의지는 미래의 괜찮은 일자리 기대에 긍정적 영향을 준다[
7]는 결과와 유사한 맥락이었다. 다른 연구에서는 일 자유의지가 직장인의 사회적 계층[
11], 경제적 제약 및 사회적 주변화[
34], 다문화 청년의 진로장벽[
10]과 괜찮은 일자리와의 관계에서의 매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 이는 세분된 직업적 특성을 고려하여 다양한 분야로 확장한 연구를 지속해야 할 필요성을 부여해준다. 또한 앞서 살펴본 선행 연구들은 대체로 괜찮은 일자리와의 관계에서 일 자유의지의 매개 역할에 집중한 경향이 있다. 간호 분야도 점차 고용 안정성이나 진로 적응 등에 불확실성이 높아지고 있으므로 괜찮은 일자리의 영향요인과 그들의 기전을 다각적으로 탐색할 필요가 있다.
소명 수행 또한 직업관련 요인에 직·간접적으로 상호작용하기도 하는데, 소명 의식이 있다고 하더라도 소명이 실현되는 차원은 다르다는 주장이 있다[
35]. 이를 토대로 선행 연구들은 소명 의식과 소명 수행과의 관계를 파악하는데 일 자유의지[
17]와 괜찮은 일자리[
27] 혹은 직장인과 대학생 모두의 소명 의식과 진로 적응성과의 관계를 강화하는 조절 효과[
35]나 소명 의식과 삶의 만족과의 관계에서 매개효과[
36]를 확인해 왔다. 직역 간 업무환경 차이가 크므로 결과를 해석하고 적용함에 있어 신중한 접근이 요구되지만, 한편으로는 일의 의미에 대하여 주관적인 만족감이 매우 중요한 청년층이 많아지는 시점에 함께 주목해야 할 요인으로 보인다. 국내 선행 연구에서 나타난 사회 비교 경향성과 직업 관련 요인과의 조사는 대학생들의 취업 스트레스나 취업 불안과 같이 일부 부정적 정서에 초점이 되는 편이다[
12]. 그러나 간호사를 대상으로 한 본 연구에서는 사회 비교 경향성이 괜찮은 일자리에 대한 인식에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 최근 사회 비교 경향성이 부정적인 심리·사회적 결과를 유발할 수 있다는 기존 인식과 달리, 위험감수행동이나 자기개발 경쟁 성향과 같은 적응적인 행동을 유도하는 긍정적 동기요인으로 작용할 수 있다는 실증적인 연구[
37]와 유사한 결과라고 할 수 있다. 사회 비교 경향성이 적응적 동기로 작용하는 과정은 여러 이론으로도 설명할 수 있다. 먼저 Festinger [
38]의 사회 비교 이론에 따르면, 사람은 자신의 능력과 의견을 평가하기 위해 타인과 비교하려는 본능적 경향을 가지며, 특히 ‘상향 비교’는 자신에게 긍정적 모델을 제시해 목표 설정과 동기부여를 촉진한다. 다음으로 자기결정성 이론은 비교를 통해 유능감 욕구가 충족될 때 내적 동기가 강화된다고 보며, 이로써 개인은 자기발전적 행동을 추구하게 된다[
39]. 또한 Bandura [
40]의 사회인지 이론에서는 타인의 성공 사례를 관찰함으로써 자기효능감이 높아지고, 이는 도전과제에 대한 자신감을 증대시켜 실제 행동 변화를 끌어낸다. 이러한 과정을 종합하면, 비교 상황에서 얻은 정보가 ‘나도 할 수 있다’는 긍정적 인지 평가를 불러일으키고 목표지향적 노력을 촉진하는 적응적 동기로 전환되는 것이다. 나아가 Waltré 등[
41]은 조직의 리더가 구성원들의 사회 비교 성향을 활용하여 성과 향상 분위기를 조성할 수 있음을 검증하기도 하였다. 따라서 SNS 소통이 활발한 시대의 임상간호사들 또한 자신의 일에 대해 건전한 인식을 유지하는데 있어 사회 비교 경향성의 역할이 더욱 커질 것으로 예상[
42]되므로 이에 대한 관심을 높일 필요가 있다.
본 연구는 간호사를 대상으로 거의 시도된 적이 없는 괜찮은 일자리에 대한 담론이다. 선행 연구 및 선행 연구를 확장하여 일 자유의지, 소명 수행 및 사회 비교 경향성이라는 변수 간 상관관계를 확인하고 일반적 특성을 통제하면서 괜찮은 일자리의 영향 요인을 파악한 점에 의의가 있다. 이는 간호법 제정이나 타 직역의 의료공백 갈등 속에서 영향받는 간호 분야의 괜찮은 일자리 조건의 취약성 혹은 건강성 점검이 필요한 시기에 적절한 시도라 할 수 있다.
그럼에도 불구하고 본 연구의 제한점은 첫째, 다양한 지역의 대상자를 확보하고자 온라인 커뮤니티를 활용하였으나, 편의표집임으로 결과 해석에 주의해야 한다. 둘째, 임상경력이 6개월 미만인 입사 초기 간호사의 관점은 제외되었고, 셋째, 간호사의 괜찮은 일자리에 대한 인식이 간호법 제정과 타 직군의 의정 갈등에 따른 불안정한 고용 환경에 의해 영향을 받았을 것으로 보이나, 횡단적 조사이므로 심층적으로 파악하기에는 한계가 있다.
결론
본 연구는 의료기관 임상간호사가 인식하는 괜찮은 일자리에 있어 일 자유의지, 교대근무, 40대, 소명 수행, 사회 비교 경향성 순으로 영향을 주는 것을 확인하였다. 최근 간호법이 제정되었지만 간호사라는 직업이 괜찮은 일자리라는 인식을 향상시키기 위해서는 교대근무제도 개선, 연령대나 경력 기간을 고려한 인력 관리와 간호전문직에 부합하는 자율성이 보장되는 환경을 조성하기 위한 지속적인 관심과 노력이 필요하다.
이상의 연구 결과를 토대로 다음과 같이 제언한다. 첫째, 의료기관의 종류, 지역별 차이 등을 고려한 다양한 환경의 간호사를 대상으로 괜찮은 일자리에 대한 인식을 확인하는 연구가 필요하다. 둘째, 본 연구에서는 괜찮은 일자리에 대한 인식과 소명 수행, 사회 비교 경향성 간의 관계를 탐색하였으나, 간호 분야에서는 여전히 이들 변수 간의 구체적인 영향 경로를 밝힌 연구는 미흡한 실정이다. 따라서 괜찮은 일자리에 대한 인식이 소명 수행에 미치는 영향을 중심으로 이 관계에 사회 비교 경향성이 어떤 방식을 통해 영향을 미치는지를 검증하는 조절·매개 효과 분석이 수행될 필요가 있다. 마지막으로, SNS 사용 정도나 연차, 근무 부서 등의 맥락적 요인에 따라 관계가 달라질 수 있는지를 함께 살펴봄으로써 괜찮은 일자리에 대한 인식이 간호사들의 직업 수행에 미치는 영향에 대한 이해를 심화시킬 수 있을 것이다.
Article Information
-
Author Contributions
Conceptualization: CHW. Methodology: CHW. Formal analysis: CHW. Data curation: CHW. Visualization: YJL. Project administration: YJL. Writing - original draft: CHW. Writing - review & editing: YJL. All authors read and agreed to the published version of the manuscript.
-
Conflict of Interest
None.
-
Funding
None.
-
Data Availability
Please contact the corresponding author for data availability.
-
Acknowledgments
None.
Table 1.General Characteristics of Participants (N=208)
|
Variable |
Category |
n (%) |
|
Gender |
Man |
24 (11.5) |
|
Woman |
184 (88.5) |
|
Age (yr) |
20s |
108 (51.9) |
|
30s |
62 (29.8) |
|
≥40s |
38 (18.3) |
|
Education level |
Associate |
10 (4.8) |
|
Bachelor |
146 (70.2) |
|
≥Graduate school |
52 (25.0) |
|
Position |
Staff nurse |
177 (85.1) |
|
≥Charge nurse |
31 (14.9) |
|
Career period (yr) |
<3 |
20 (9.6) |
|
3~5 |
82 (39.4) |
|
6~10 |
51 (24.6) |
|
≥11 |
55 (26.4) |
|
Type of work |
Fixed type |
101 (48.6) |
|
Shift type |
107 (51.4) |
|
Working hours (wk) |
<40 |
26 (12.5) |
|
40~52 |
153 (73.6) |
|
≥53 |
29 (13.9) |
|
Satisfaction with salary |
Dissatisfied |
133 (63.9) |
|
Satisfied |
75 (36.1) |
Table 2.Differences in Decent Work According to General Characteristics of Participants (N=208)
|
Variables |
Categories |
Decent work |
t or F |
p (Scheffé)́ |
|
M±SD |
|
Gender |
Man |
4.55±0.82 |
2.17 |
.031 |
|
Woman |
4.21±0.70 |
|
Age (yr) |
20sa
|
4.18±0.70 |
4.22 |
.016 (a<b) |
|
30sb
|
4.47±0.76 |
|
≥40sc
|
4.11±0.64 |
|
Education level |
Associate |
4.31±0.55 |
0.26 |
.769 |
|
Bachelor |
4.23±0.74 |
|
≥Graduate school |
4.31±0.70 |
|
Position |
Staff nurse |
4.20±0.69 |
-2.17 |
.031 |
|
≥Charge nurse |
4.51±0.83 |
|
Career period (yr) |
<3 |
4.60±0.71 |
1.91 |
.129 |
|
3~5 |
4.23±0.74 |
|
6~10 |
4.16±0.74 |
|
≥11 |
4.25±0.65 |
|
Type of work |
Fixed type |
4.46±0.75 |
4.21 |
<.001 |
|
Shift type |
4.06±0.64 |
|
Working time per week (hr) |
<40a
|
4.51~0.52 |
6.49*
|
.039 (a>c) |
|
40~52b
|
4.26±0.72 |
|
≥53c
|
3.98±0.73 |
|
Satisfaction with salary |
Dissatisfied |
4.17±0.81 |
-2.40 |
.017 |
|
Satisfied |
4.39±0.48 |
Table 3.Descriptive Statistics and Correlations among Variables (N=208)
|
Variable |
M±SD |
Decent work |
Work volition |
Living a calling |
|
r (p) |
r (p) |
r (p) |
|
Decent work |
4.25±0.72 |
|
|
|
|
Work volition |
4.32±0.69 |
.42 (<.001) |
|
|
|
Living a calling |
4.89±1.18 |
.34 (<.001) |
.48 (<.001) |
|
|
Social comparison orientation |
3.43±0.79 |
.15 (.029) |
.01 (.929) |
.11 (.121) |
Table 4.Factors Influencing Decent Work (N=208)
|
Variable |
Category |
Model 1 |
Model 2 |
|
B |
SE |
β |
t (p) |
B |
SE |
β |
t (p) |
|
(Constant) |
|
4.73 |
0.19 |
|
24.67 (<.001) |
2.37 |
0.40 |
|
5.91 (<.001) |
|
Gender |
Man |
-0.22 |
0.16 |
-.10 |
-1.35 (.180) |
-0.27 |
0.15 |
-.12 |
-1.82 (.071) |
|
Woman (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Age (yr) |
20s |
-0.11 |
0.11 |
-.08 |
-1.02 (.311) |
-0.16 |
0.10 |
-.12 |
-1.63 (.104) |
|
40s |
-0.51 |
0.14 |
-.27 |
-3.52 (.001) |
-0.41 |
0.13 |
-.22 |
-3.04 (.003) |
|
30s (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Position |
≥Charge nurse |
0.14 |
0.15 |
.07 |
0.92 (.361) |
0.19 |
0.14 |
.09 |
1.36 (.176) |
|
Staff nurse (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Type of work |
Shift type |
-0.54 |
0.10 |
-.37 |
-5.18 (<.001) |
-0.41 |
0.10 |
-.28 |
-4.24 (<.001) |
|
Fixed type (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Working time per week (hr) |
<40 |
0.34 |
0.19 |
.16 |
1.83 (.069) |
0.09 |
0.17 |
.04 |
0.51 (.608) |
|
40~52 |
0.23 |
0.14 |
.14 |
1.72 (.087) |
0.21 |
0.12 |
.13 |
1.72 (.088) |
|
≥53 (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Satisfaction with salary |
Satisfied |
0.22 |
0.10 |
.14 |
2.13 (.034) |
-0.03 |
0.10 |
-.02 |
-0.25 (.794) |
|
Dissatisfied (ref.) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Work volition |
|
|
|
|
0.31 |
0.08 |
.30 |
4.12 (<.001) |
|
Living a calling |
|
|
|
|
0.11 |
0.04 |
.18 |
2.55 (.012) |
|
Social comparison orientation |
|
|
|
|
0.13 |
0.05 |
.14 |
2.33 (.021) |
|
F (p) |
6.55 (<.001) |
9.92 (<.001) |
|
R² |
.21 |
.36 |
|
Adj. R² |
.18 |
.32 |
|
△R² (p) |
|
.15 |
REFERENCES
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