본 연구는 장기요양서비스 제공의 핵심인력인 요양보호사들의 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 파악하기 위한 것이다. 주요 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 긍정심리자본의 하위요인들인 자기효능감 희망 복원력의 특성을 파악한 결과 '자기효능감'은 배우자가 있고, 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '희망'은 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '복원력'은 종교를 가지고 있으며 건강상태가 좋고, 근무경력이 길어서 상대적으로 높은 급여를 받는 경우에 높았다. 둘째, 요양보호사의 전체 긍정심리자본의 특성 차이를 확인한 결과 긍정심리자본의 하위요인에서 나타난 바와 같이 좋은 건강상태가 좋고, 근무경력이 길며, 높은 급여를 받는 경우에 긍정심리자본이 높았다. 셋째, 요양보호사의 이직의도는 근무경력과 근로시간이 짧고 미혼인 경우에 많았다. 마지막으로 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 분석한 결과 긍정심리자본은 이직의도에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 많은 요양보호사는 이직의도가 적은 것이다. 요양보호사들의 이직을 감소시켜 확대되는 장기요양보험의 핵심인력으로서 요양보호사가 활발히 활동할 수 있도록 긍정심리자본을 향상하기 위한 노력이 필요하다.
본 연구는 장기요양서비스 제공의 핵심인력인 요양보호사들의 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 파악하기 위한 것이다. 주요 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 긍정심리자본의 하위요인들인 자기효능감 희망 복원력의 특성을 파악한 결과 '자기효능감'은 배우자가 있고, 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '희망'은 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '복원력'은 종교를 가지고 있으며 건강상태가 좋고, 근무경력이 길어서 상대적으로 높은 급여를 받는 경우에 높았다. 둘째, 요양보호사의 전체 긍정심리자본의 특성 차이를 확인한 결과 긍정심리자본의 하위요인에서 나타난 바와 같이 좋은 건강상태가 좋고, 근무경력이 길며, 높은 급여를 받는 경우에 긍정심리자본이 높았다. 셋째, 요양보호사의 이직의도는 근무경력과 근로시간이 짧고 미혼인 경우에 많았다. 마지막으로 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 분석한 결과 긍정심리자본은 이직의도에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 많은 요양보호사는 이직의도가 적은 것이다. 요양보호사들의 이직을 감소시켜 확대되는 장기요양보험의 핵심인력으로서 요양보호사가 활발히 활동할 수 있도록 긍정심리자본을 향상하기 위한 노력이 필요하다.
The purpose of this study is to analysis the effect of positive psychological capital on turnover intention of care worker in Long-term Care Program. Main results are as follows. First, the results identified the characteristics of the sub-factors of positive psychological capital, The efficacy, hop...
The purpose of this study is to analysis the effect of positive psychological capital on turnover intention of care worker in Long-term Care Program. Main results are as follows. First, the results identified the characteristics of the sub-factors of positive psychological capital, The efficacy, hope and resilience of care workers mostly are higher as the more married man, the longer working hours, the longer the career, the more good health condition, the more religion and more the salary. Second, total positive psychological capital is higher as the longer working hours, the more good health condition and the more the salary like sub-factors' characteristics of positive psychological capital in care workers. Third, the turnover of care worker also is higher as the longer working hours and the shorter professional career and the more unmarried. Finally, the positive psychological capital was having a negatively significant impact on turnover intention. In other words, turnover intention of the care worker is lower as the higher positive psychological capital.
The purpose of this study is to analysis the effect of positive psychological capital on turnover intention of care worker in Long-term Care Program. Main results are as follows. First, the results identified the characteristics of the sub-factors of positive psychological capital, The efficacy, hope and resilience of care workers mostly are higher as the more married man, the longer working hours, the longer the career, the more good health condition, the more religion and more the salary. Second, total positive psychological capital is higher as the longer working hours, the more good health condition and the more the salary like sub-factors' characteristics of positive psychological capital in care workers. Third, the turnover of care worker also is higher as the longer working hours and the shorter professional career and the more unmarried. Finally, the positive psychological capital was having a negatively significant impact on turnover intention. In other words, turnover intention of the care worker is lower as the higher positive psychological capital.
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문제 정의
본 연구는 아래의 연구모형과 같이 독립변수인 긍정심리자본과 종속변수인 이직의도의 영향관계를 분석하고자 한다. 아울러 장기요양서비스 제공의 최일선에서 근무하고 있는 요양보호사의 인구사회학적 특성과 근무환경적 특성에 따라서 긍정심리자본과 이직의도가 어떻게 나타나고 있는지 확인하고자 한다.
본 연구는 요양보호사 긍정심리자본의 특성을 파악하고, 이직의도에 미치는 영향을 분석하여서 요양보호사가 열악한 근무환경 속에서도 최선의 서비스를 제공할 수 있도록 하는 프로그램개발을 위한 기초자료로 제공하고자 한다.
본 연구는 장기요양서비스 제공인력의 핵심적인 부분을 차지하는 요양보호사의 긍정심리자본의 특성을 파악하고, 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 확인하기 위한 것이다. 요양보호사의 긍정심리자본은 요양보호사가 좋지 않은 근무여건 속에서도 긍정적인 사고로 보다 성공적인 장기요양서비스를 제공할 수 있도록 할 것이다[8].
본 연구는 아래의 연구모형과 같이 독립변수인 긍정심리자본과 종속변수인 이직의도의 영향관계를 분석하고자 한다. 아울러 장기요양서비스 제공의 최일선에서 근무하고 있는 요양보호사의 인구사회학적 특성과 근무환경적 특성에 따라서 긍정심리자본과 이직의도가 어떻게 나타나고 있는지 확인하고자 한다. 구체적으로 본 연구에서 검증하고자 하는 연구가설은 다음과 같다.
가설 설정
긍정심리자본(자기효능감·희망·낙관주의·복원력)이 높은 요양보호사의 이직의도가 낮을 것이다.
제안 방법
최종학력은 초졸과 중졸을 기준변수로, 경력은 1년 미만과 2년 미만을 기준변수로, 2년~3년 미만을 더미1로 3년 이상을 더미2로 하였다. 건강상태는 연속변수 처리하였으며 직업선택의 이유에 대해서는 미래준비와 생계를 더미처리를 하였다. 근로시간은 3시간미만을 기준변수로 하였으며 3∼4시간을 더미1, 5∼8시간을 더미2, 8시간 이상 더미3으로 처리하였다.
그 외에도 요양보호사의 성별·연령·결혼관계·종교·학력·건강상태와 같은 인구사회학적 특성과 직업선택이유·근로시간·수입·이직횟수 등의 직업적 특성을 통제변수로 활용하였다.
근로시간은 3시간미만을 기준변수로 하였으며 3∼4시간을 더미1, 5∼8시간을 더미2, 8시간 이상 더미3으로 처리하였다.
근무일수는 15일 미만을 기준변수로 하였으며 15∼20일을 더미1, 21이상을 더미2로 하였다.
성별은 남자를 기준변수 “0”으로 하였으며 연령은 40대 미만을 기준으로 하여 사용하였고, 결혼은 미혼과 기타를, 종교는 없다와 기타를 기준변수로 하였다.
월평균수입은 50만원 미만을 기준변수로 하였고 50∼100만원을 더미1, 100만원 이상을 더미2로 하였다. 이직경험횟수는 없다를 기준변수로 하였으며 1회를 더미1, 2회와 3회이상을 더미2로 회귀분석에 투입하였다.
요양보호사의 인구사회학적 특성과 근무환경 특성에 따른 근정심리자본의 특성을 파악함으로서 향후 요양보호사의 긍정심리자본을 강화하는 방안수립에 있어서 요양보호사의 인구사회학적 측면과 근무환경 측면을 어떻게 개선해야 할지를 고려하는데 활용할 수 있을 것이다. 통제변수를 회귀분석의 자료로 활용하기 위하여 어느 하나의 기준변수를 필요로 하는 더미변수(dummy variable)를 활용하여 분석하였다. 성별은 남자를 기준변수 “0”으로 하였으며 연령은 40대 미만을 기준으로 하여 사용하였고, 결혼은 미혼과 기타를, 종교는 없다와 기타를 기준변수로 하였다.
대상 데이터
조사표본의 추출은 편의표집방법을 사용하였다. 2014년 9월 1일부터 2014년 10월 30일까지 2개월에 걸쳐 설문지 총 350부를 배부하였으며 최종 302부가 회수되었고 그 중에서 응답이 누락이 많은 설문지 48부를 제거하고 최종 298부를 통계분석에 활용하였다.
연구분석을 위하여 2014년 서울·경기·인천·경남·경북·충남 등 36개 재가장기요양기관의 요양보호사를 대상으로 구조화된 설문지를 활용한 조사를 실시하였다.
연구분석을 위하여 2014년 서울·경기·인천·경남·경북·충남 등 36개 재가장기요양기관의 요양보호사를 대상으로 구조화된 설문지를 활용한 조사를 실시하였다. 조사표본의 추출은 편의표집방법을 사용하였다. 2014년 9월 1일부터 2014년 10월 30일까지 2개월에 걸쳐 설문지 총 350부를 배부하였으며 최종 302부가 회수되었고 그 중에서 응답이 누락이 많은 설문지 48부를 제거하고 최종 298부를 통계분석에 활용하였다.
데이터처리
연구목적의 달성을 위하여 긍정심리자본 전체를 독립변수로 투입하고, 이직의도를 종속변수로 투입하여 다중회귀분석을 실시하였다. 아울러 요양보호사의 특성에 따른 긍정심리자본(자기효능감, 희망, 복원력)의 특성을 파악하기 위하여 t분석과 분산분석을 실시하였다.
연구목적의 달성을 위하여 긍정심리자본 전체를 독립변수로 투입하고, 이직의도를 종속변수로 투입하여 다중회귀분석을 실시하였다. 아울러 요양보호사의 특성에 따른 긍정심리자본(자기효능감, 희망, 복원력)의 특성을 파악하기 위하여 t분석과 분산분석을 실시하였다.
이론/모형
독립변수인 긍정심리자본에 이용된 측정도구는 자기효능감, 희망, 낙관주의, 복원력을 하위요인으로 하는 Luthans 와 Avolio[29]에 의해 개발된 척도를 박승은[30]의 연구에 활용한 도구를 활용하였다. 종속변수인 이직의도는 “나는 현재 직장이 일시적으로 생각한다” 등을 포함하여 Michael와 Spector[31]이 개발하고 송미지[32]가 사용한 도구를 활용하였다.
종속변수인 이직의도는 “나는 현재 직장이 일시적으로 생각한다” 등을 포함하여 Michael와 Spector[31]이 개발하고 송미지[32]가 사용한 도구를 활용하였다.
성능/효과
‘복원력’차이분석결과 종교여부·경력·건강상태·근로시간·월평균 수입에 따라서 유의한 차이를 보였으며, 다중비교결과 종교가 있는 경우일수록, 경력기간이 4년 이상으로 길수록, 건강상태가 좋을수록, 근로시간이 8시간 반 이상으로 길수록, 월평균 수입이 100만원 이상으로 높을수록 복원력이 높았다.
구체적으로 경력사항에서는 1년 미만·1∼2년 미만·2∼3년 미만 집단보다 4년 이상 집단으로 경력이 긴 집단이, 건강상태에서는 건강이 나쁜 집단에 비해서 매우 건강한 집단이, 근로시간에서는 1∼3시간 집단보다 8시간 반 이상 집단으로 근로시간이 길수록 자기효능감이 높았다.
338만큼 영향을 주어서 긍정심리자본의 강화는 이직의도를 감소시키는 것으로 확인되었다. 그 외에도 결혼상태, 종교, 경력 중에서 3년 이상이 부(-)적인 영향관계가 있었으며 이직경험횟수 중에서 1회가 정(+)적으로 유의미한 영향관계가 있었다. 따라서 긍정심리자본이 높을수록, 결혼을 할수록, 종교를 가지고 있을수록, 경력이 3년 이상 일수록 이직의도가 낮은 것을 확인할 수 있었다.
즉, 긍정심리자본이 많은 요양보호사는 이직의도가 적은 것이다. 그 외에도 기혼일수록, 종교를 가지고 있을수록, 이직경험횟수에서는 경험이 없는 집단에 비해 이직경험횟수가 1회인 집단일수록, 경력이 3년 이상 일수록 이직의도가 낮은 것을 확인할 수 있었다.
긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과 회귀모형이 유의미하였으며, 독립변수인 긍정심리자본은 이직의도에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 한 단위 증가할 때 이직의도에 대해 -0.
넷째, 요양보호사의 전체 긍정심리자본의 차이는 연령·경력·건강상태·근로 시간· 월평균 수입에 따라서 유의한 차이가 있어서, 하위요인에서 나타난 바와 같이 좋은 건강상태속에서 오랫동안 근무함으로써 상대적으로 높은 급여를 받는 경우에 긍정심리자본이 높은 것이다.
다중비교 결과 경력은 1년∼2년 미만·2년∼3년 미만·3년∼4년 미만 집단보다 4년 이상 집단이, 건강상태는 건강이 나쁜 집단보다 건강이 좋은 집단이, 근로시간에서는 1∼3시간 집단보다 8시간 반 이상 집단에서 높았다.
다중비교(Scheffe)결과 종교는 기혼·미혼·기타 순으로 나타났으며 종교는 있다·기타·없다, 경력은 4년 이상·1년 미만·3년∼4년 미만·1년∼3년 미만으로 나타났다.
둘째, 요양보호사의 희망은 경력·건강상태·근로시간에 따라서 유의미한 차이를 보여서 건강상태가 좋고 요양보호사로서의 경력이 많으며, 긴 시간동안 근무하는 경우에 높았다.
따라서 건강상태가 좋고 요양보호사로서의 경력이 많으며, 긴 시간동안 근무하는 경우에 서비스 제공상황에 대한 문제원인을 분석하여 대처할 수 있는 긍정적 정서인 ‘희망’이 높은 것을 알 수 있었다.
그 외에도 결혼상태, 종교, 경력 중에서 3년 이상이 부(-)적인 영향관계가 있었으며 이직경험횟수 중에서 1회가 정(+)적으로 유의미한 영향관계가 있었다. 따라서 긍정심리자본이 높을수록, 결혼을 할수록, 종교를 가지고 있을수록, 경력이 3년 이상 일수록 이직의도가 낮은 것을 확인할 수 있었다. 따라서 요양보호사에 대하여 긍정심리자본을 강화함으로써 이들의 이직의도를 감소시키는 것은 향후 장기요양서비스 제공 인력을 확보하는데 중요한 요인으로 작용할 수 있을 것이다.
마지막으로 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과 독립변수인 긍정심리자본은 이직의도에 부적(-)으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 많은 요양보호사는 이직의도가 적은 것이다.
셋째, 요양보호사의 복원력의 차이는 종교여부·경력기간·건강상태·근로시간· 월평균 수입에 따라서 유의한 차이를 보여서 종교를 가지고 있으며 건강상태가 좋고, 오랫동안 근무하여 높은 급여를 받는 경우에 높았다.
연령은 40대 미만 집단보다 40대·50대 집단이, 경력에서는 4년 미만 집단보다 4년 이상 집단이, 건강상태에서는 건강이 나쁜 집단보다 건강이 좋은 집단이, 근로시간에서는 6시간 반 미만 집단보다 8시간 반 이상 집단이, 월 평균 수입에서는 50만원 미만보다 50∼70만원 미만 집단이 높은 것으로 나타났다.
요양보호사의 이직의도는 종교가 없고, 짧은 근무시간 및 경력을 가지고 있으며, 생계유지를 위하여 요양보호사 직업을 시작하였으나 급여가 적은 경우에 높은 것으로 나타났다. 노인장기요양보험제도 초기에 좋은 직업전망을 가지고 자격을 취득하였지만 기대에 미치지 못하는 급여 등으로 인하여 직업적 매력을 잃는 것이 원인으로 해석된다[34][35].
구체적으로 경력사항에서는 1년 미만·1∼2년 미만·2∼3년 미만 집단보다 4년 이상 집단으로 경력이 긴 집단이, 건강상태에서는 건강이 나쁜 집단에 비해서 매우 건강한 집단이, 근로시간에서는 1∼3시간 집단보다 8시간 반 이상 집단으로 근로시간이 길수록 자기효능감이 높았다. 이직경험 횟수에서는 이직횟수가 적을수록 자기효능감이 높게 나타났으나 3회 이상 집단은 대체적으로 자기효능감이 높았다. 따라서 배우자가 존재하고 오랜 근무경력을 가지고 있으면서도 근무시간이 긴 요양보호사, 건강상태가 좋은 요양보호사가 스스로 과업을 성공시킬 수 있다는 자신의 신념 및 능력에 대한 믿음인 ‘자기효능감’이 높았다.
이직의도의 차이검정 결과 종교 여부·경력·직업선택 이유·근로시간·근무일수에 따라서 통계적으로 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다.
전체 긍정심리자본의 차이를 확인한 결과 연령·경력·건강상태·근로시간·월평균수입에 따라서 유의한 차이가 있었다.
긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과 회귀모형이 유의미하였으며, 독립변수인 긍정심리자본은 이직의도에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 한 단위 증가할 때 이직의도에 대해 -0.338만큼 영향을 주어서 긍정심리자본의 강화는 이직의도를 감소시키는 것으로 확인되었다. 그 외에도 결혼상태, 종교, 경력 중에서 3년 이상이 부(-)적인 영향관계가 있었으며 이직경험횟수 중에서 1회가 정(+)적으로 유의미한 영향관계가 있었다.
첫째, 요양보호사의 자기효능감은 결혼여부·경력·건강상태·근로시간·이직경험횟수가 통계적으로 유의하여서 요양보호사가 배우자가 존재하며, 근무기간과 경력이 길고, 건강상태가 좋은 경우 자기효능감이 높았다.
하위요인인 ‘자기효능감’의 차이를 분석한 결과 결혼 여부·경력·건강상태·근로시간·이직경험 횟수가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.
후속연구
그 외에도 요양보호사의 성별·연령·결혼관계·종교·학력·건강상태와 같은 인구사회학적 특성과 직업선택이유·근로시간·수입·이직횟수 등의 직업적 특성을 통제변수로 활용하였다. 요양보호사의 인구사회학적 특성과 근무환경 특성에 따른 근정심리자본의 특성을 파악함으로서 향후 요양보호사의 긍정심리자본을 강화하는 방안수립에 있어서 요양보호사의 인구사회학적 측면과 근무환경 측면을 어떻게 개선해야 할지를 고려하는데 활용할 수 있을 것이다. 통제변수를 회귀분석의 자료로 활용하기 위하여 어느 하나의 기준변수를 필요로 하는 더미변수(dummy variable)를 활용하여 분석하였다.
질의응답
핵심어
질문
논문에서 추출한 답변
요양보호사들의 긍정심리자본이 이직 의도에 미치는 영향은 어떠한가?
주요 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 긍정심리자본의 하위요인들인 자기효능감 희망 복원력의 특성을 파악한 결과 '자기효능감'은 배우자가 있고, 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '희망'은 근무경력과 1회당 근로시간이 길며, 건강상태가 좋은 경우에 높았다. '복원력'은 종교를 가지고 있으며 건강상태가 좋고, 근무경력이 길어서 상대적으로 높은 급여를 받는 경우에 높았다. 둘째, 요양보호사의 전체 긍정심리자본의 특성 차이를 확인한 결과 긍정심리자본의 하위요인에서 나타난 바와 같이 좋은 건강상태가 좋고, 근무경력이 길며, 높은 급여를 받는 경우에 긍정심리자본이 높았다. 셋째, 요양보호사의 이직의도는 근무경력과 근로시간이 짧고 미혼인 경우에 많았다. 마지막으로 긍정심리자본이 이직의도에 미치는 영향을 분석한 결과 긍정심리자본은 이직의도에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치고 있었다. 즉, 긍정심리자본이 많은 요양보호사는 이직의도가 적은 것이다. 요양보호사들의 이직을 감소시켜 확대되는 장기요양보험의 핵심인력으로서 요양보호사가 활발히 활동할 수 있도록 긍정심리자본을 향상하기 위한 노력이 필요하다.
긍정심리자본이란 무엇인가?
요양보호사를 위한 바람직한 근무환경을 조성하기 위한 노력이 필요하다. 아울러 요양보호사가 열악한 노동현장에서 복합적인 문제가 발생하여 본인 스스로 처리해야 하는 위기발생시 자신감과 신념, 스스로 문제해결을 위한 대처능력인 “긍정심리자본”을 갖도록 해야 한다[8]. 긍정심리자본은 주어진 환경에서 긍정적인 심리적 강점을 가지고 진취적 사고와 행동을 함으로써 성과를 향상시키도록 함으로써 장기요양서비스의 질 개선에도 유익하다[9].
요양보호사는 노인복지법에서 무엇으로 규정하는가?
노인장기요양보험제도의 핵심인력인 요양보호사는 노인복지법에 ‘노인 등의 신체활동 또는 가사활동 지원 등의 업무를 전문적으로 수행하는 인력’으로 규정하고 있다. 요양보호사는 장기요양급여 수급자에게 신체적·정신적·심리적·정서 및 사회적 보살핌을 제공하는데[1], 자격취득자는 약 106만 4천명으로 이중 재가종사 요양보호사는 18만 명에 이르고 있다[2].
이은영, 노인요양기관에 근무하는 요양보호사의 폭력 경험과 대처, 중앙대학교, 석사논문, 2012.
정수현, 방문요양서비스 이용 노인 배우자의 부양 부담 연구, 성균관대학교, 석사논문, 2014.
김강민, 전문성인식과 직무환경이 요양보호사의 이직의도에 미치는 영향, 부산대학교, 석사논문, 2014.
신현수, 요양보호사의 이직 요인에 관한 연구, 고려대학교, 석사논문, 2012.
유현숙, "여성자본의 실태와 활용방안에 관한 연구: 여성의 인적자본.사회자본.심리적 자본을 중심으로," 아시아여성연구, 제44권, 제2호, p.45, 2005.
김주희, 한국 서비스업 직장인의 긍정심리자본과 도전정신이 창업자신감에 미치는 영향, 경기대학교, 박사논문, 2003.
F. Luthans, B. J. Avolio, J. B. Avey, and S. M. Norman, "Psychological Capital : Measurement and relationship with performance and satisfaction," Personal Psychology, Vol.60, No.3, pp.541-572, 2007.
A. Bandura, Self-efficacy: The exercise of control, N. Y. Freeman, 1997.
A. D. Stajkovic and F. Luthans, "Social cognitive theory and Self-efficacy : Going Beyond traditional motivational and behavioral approach," Organizational Dynamics, Vol.26, No.4, pp.62-74, 1998.
C. S. Carver and M. F. Scheier, "The hopeful optimism," psychology Inquiry, Vol.13, No.4, pp.288-290, 2002.
C. M. Youssef and F. Luthans, "Positive organizational behavior in the work place: The impact of hope, optimism, and resiliency," Journal of Management, Vol.33, No.5, pp.774-800, 2007.
이용재, 강태우, "장기요양수급 대상 보호자와의 의사소통이 요양보호사의 직무만족에 미치는 영향," 한국콘텐츠학회논문지, 제14권, 제5호, pp.156-165, 2014.
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