서론

임상 의료 서비스의 많은 부분은 간호사에 의해 제공이 되며 복잡하고 다양한 건강문제를 가진 환자에게 간호사의 고도의 주의력 및 책임감이 요구되어(Ko JO et al., 2013) 병원 내 다른 직종에 비하여 간호사는 높은 업무스트레스를 경험하고 있다. 2015년 병원간호사회의 조사에 따르면 보건복지사업 종사자의 평균 이직률이 2.16%인 것에 비해 간호사의 이직률은 평균 12.4%로 현저히 높았다(Hospital Nurses Association, 2016). 이는 업무환경 내 간호사의 소진에 의한 것으로 여러 문헌에서 해석되고 있다(Back CY et al., 2017; Lim YH et al., 2018).

소진이란 타인에게 도움을 주는 직업종사자가 스트레스 요인에 노출되면서 겪게 되는 부정적인 심리적 경험으로 절망감, 무력감, 부정적인 자아개념 등으로 인해 자기 직업에 대한 부정적 태도가 형성되는 정신적, 신체적, 정서적 탈진의 증후군으로 정의된다(Maslach et al., 1993). 간호사들이 경험하는 소진은 환자, 환자 가족들로부터의 정서적 요구, 환자의 죽음, 과다한 업무량, 부적절한 업무체계, 상사로부터의 지지부족, 또는 병원 내 행정가나 의사, 동료 간호사들과의 갈등 등 업무의 수행과정에서 불가피하게 직면하게 되는 다양한 스트레스 상황들과 관련되어 있다(Choi KJ et al., 2013). 소진은 간호사에게 부정적인 직업적 태도를 유발하여 서비스의 질을 저해함으로써 간호오류의 증가와 높은 이직의도를 초래할 수 있으며(Garrett C, 2008), 함께 일하는 동료 간에도 적대적인 감정을 갖게 할 수 있다(Pape et al., 2005).

병원환경은 간호사를 비롯한 다양한 전문 인력간의 의사소통과 협력적인 업무환경을 통해 환자의 생명과 안전을 책임지고 있기 때문에 의료인의 효율적인 업무환경은 무엇보다 중요하다. 현대사회에서 증가하는 스트레스 요인을 통제하는 것은 거의 불가능하기 때문에, 오늘날 스트레스에 대한 연구는 스트레스의 영향력을 줄일 수 있는 부분에 집중할 것을 요구하고 있다(Han JH, 2010). 간호현장에서의 스트레스 관리는 임상간호사들의 직장생활 만족도를 증가시켜 직장과 개인생활의 균형을 통하여 간호사의 직무 소진을 감소시킨다(Choi JL, 2014). 이러한 간호사의 직무와 관련된 스트레스와 정신건강에는 자아존중감이 유의한 상관관계가 있는 것으로 여러 선행연구에서 밝혀진 바 있다(Lee HS, 2013; Jun YJ et al., 2014; Erkorkmaz et al., 2018).

자아존중감은 소진에 영향을 주는 요인으로 자신을 하나의 특별한 개체로 이해하며, 자신에 대한 부정적 혹은 긍정적인 태도를 보이는 것과 스스로가 얼마나 가치있는 존재인가를 느끼는 정도로서(Rosenberg M, 1965), 내적으로 변화할 수 있는 힘을 부여하는 개인의 내적자원이다(Kim MJ et al., 2015). 자아존중감이 높은 사람은 부정적인 상황에서도 자신과 타인을 긍정적으로 인식하기 위해 노력하며(Randle J, 2003), 자아존중감이 낮은 사람은 부정적인 상황에 대해 자신이 대처할 수 없다고 스스로를 인식한다(Iglesias et al., 2012). Brouwers et al. (2001)의 연구에서 자아존중감이 높으면 감정노동에 따른 갈등 발생 시 소진을 예방하는데 효과적인 수단이 될 수 있다고 하였고, Jurado et al. (2018)의 연구에서도 자아존중감이 높을수록 소진이 낮아짐을 확인하였다.

간호사들은 돌봄을 제공하는 환경에서 현재 상황을 받아들일 수 있는 수용의 정도와 반응이 개인마다 다를 수 있으며, 인지과정에서 여러 방해요인으로 인하여 현재 상황에 집중하기 힘들 뿐만 아니라, 이전에 형성된 편견으로 인하여 그 상황에 대한 적절한 판단을 하지 못할 수 있다(Ryan et al., 2003). 간호업무로부터 발생되는 간호사의 부정적인 심리상태와 태도를 개선하고, 간호의 질 저하나 이직 등 소진의 부정적인 영향을 예방하기 위해서는 새로운 접근이 요구된다(Ko JO et al., 2013).

마음챙김이란 순간순간 자신의 경험에 주의를 기울여 있는 그대로 알아차리고 이를 판단하지 않고 허용하는 태도를 뜻한다(Kabat-Zinn, 1990). 즉 자신의 반응을 명료하게 알아차림으로써 무의식적이고 습관적인 반응에서 벗어나 지혜롭게 삶을 살아갈 수 있도록 하여, 개인이 피할 수 없는 부정적 상황에서도 마음챙김을 통해 효과적으로 대응할 수 있게 된다(Kabat-Zinn, 1990). 선행연구에서 마음챙김은 정신건강에 영향을 미쳐 스트레스, 우울, 불안, 신체화 증상 등을 감소시키고(Borins, 2005), 돌봄을 제공하는 대상자에게 소진으로부터 긍정적인 보호효과를 나타냈으며(Surguladzeet et al., 2018), 현재의 인지적 편견을 줄여 삶의 만족도와 자아존중감이 증가하여 타인과의 관계에서 긴장감을 줄이는 것으로 나타났다(Han JH, 2010).

본 연구에서는 임상간호사의 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김의 매개효과를 규명하기 위해 선행연구를 토대로 변수간 관계의 개념틀을 설정하였다. 자아존중감과 소진의 관계는 대학병원 간호사를 대상으로 한 Yom YH et al. (2017)의 연구에서 부적 상관관계를 보였으며, 자아존중감은 Lee HS(2013)의 연구에서 불안을 낮추고 스트레스를 감소시켜 효율적인 업무수행을 가능하게 함을 나타냈다. 이처럼 자아존중감은 업무환경에서 스트레스를 줄여줌으로써 소진이 낮아짐을 유추할 수 있다. Oh HS(2014)의 간호사 대상의 연구에서 마음챙김은 스트레스를 감소시키는 것으로 나타났다. Park NS(2012a)의 사무직 근로자 대상의 연구에서도 마음챙김은 스트레스에 부적 영향을 미치고 자아존중감에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 스트레스는 소진에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같이 마음챙김은 자아존중감에 영향을 미치며 자아존중감은 소진에 영향을 미치고 있음을 근거로 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김이 매개인자로 작용하는 것을 본 연구의 개념적 기틀로 하였다.

따라서 본 연구는 임상간호사의 소진을 감소시키기 위한 프로그램 개발을 하기 전 단계로서 자아존중감, 마음챙김, 소진 세 변수의 관계를 파악하고, 마음챙김의 매개변수 효과를 검증하고자 한다. 본 연구의 구체적인 목적은 다음과 같다. 첫째, 대상자의 일반적 특성 및 그 특성에 따른 자아존중감, 마음챙김 및 소진 정도를 확인한다. 둘째, 대상자의 자아존중감, 마음챙김 및 소진 간의 상관관계를 확인한다. 셋째, 대상자의 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김의 매개효과를 검증한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 임상간호사의 자아존중감과 마음챙김이 소진에 미치는 영향을 탐색하는 서술적 조사연구이다.

2. 연구대상

본 연구는 J시, C시에 소재한 대학병원에 근무하는 임상경력 1년 이상에서 10년 이하 간호사를 대상으로 실시하였다. 본 연구에서 1년 미만의 간호사는 간호사의 업무를 배우고 있는 과정으로 일반적인 임상간호사의 자아존중감, 마음챙김, 소진을 파악하고자 하는 연구목적에 적합하지 않아 연구대상에서 제외시켰으며(Kang JS et al., 2015), 관리자보다는 일반간호사가, 고정번 간호사보다는 교대근무자가 소진의 경험이 높다는 연구 결과(Kwon KJ et al., 2012)에 따라 본 연구에서는 임상경력이 1년 이상 10년 미만이면서 관리자가 아닌 병동 간호사를 대상으로 실시하였다. 연구대상자 표본의 수는 G*Power 3.1 프로그램을 활용하여 회귀분석을 위한 중간 효과크기 (α)=.15, 검정력(1−β)은 .80, 유의수준(α)=.05, 예측변수 10개로 계산한 결과 118명이 필요하여, 탈락자 20%를 고려한 145명이었다.

3. 연구도구

1) 자아존중감

자아존중감을 측정하기 위해 Rosenberg(1965)가 개발한 자아존중감 측정도구를 Jun BJ(1973)가 국문으로 번안한 도구를 사용하여 측정하였다. 이 도구는 총 10개 문항으로 긍정적인 문항 5개와 부정적인 문항 5개로 구성되어 있으며, ‘거의 그렇지 않다’ 1점에서 ‘항상 그렇다’로 4점의 Likert 4점 척도로 부정문항 5개는 역으로 환산하였다. 점수가 높을수록 대상자가 지각하는 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 개발 당시 도구의 Cronbach’s α 값은 .85였으며, 본 연구에서 Cronbach’s α 값은 .82였다.

2) 마음챙김

마음챙김의 측정은 위빠싸나 명상이론을 바탕으로 Park SH(2006)가 개발한 도구를 이용하였다. 탈 중심주의, 비판단적 수용, 현재자각, 주의집중의 4개 요인이 각 5문항씩 총 20문항으로 구성되어 있다. ‘전혀 그렇지 않다’ 5점에서 ‘매우 그렇다’ 1점의 Likert 5점 척도로 측정하며, 점수가 높을수록 마음챙김이 높은 것을 의미한다. 개발 당시 Cronbach’s α 값은 .88이었고, 본 연구에서 Cronbach’s α 값은 .74였다.

3) 소진

Maslach & Jackson(1981)이 인적 서비스 전문가들의 소진을 측정하기 위해 개발한 Maslach Burnout Inventory (MBI)척도 한국어 버전(MBI-HSS)을 Mind Garden에서 구입하여 측정하였다. 이 도구는 정서적 소진 9문항, 대상자에 대한 비인간화 5문항, 자아성취감 감소 8문항이며, 총 22개 문항으로 구성되어 있다. ‘아주 심하게 느낀다’ 5점에서 ‘전혀 안 느낀다’ 1점의 Likert 5점 척도로 점수가 높을수록 소진 정도가 높다는 것을 의미한다. 소진을 구성하는 세 가지 요소 중 정서적 소진은 업무의 과부하 등으로 인하여 정신적으로 매우 지쳐 의욕을 잃고 탈진된 상태를 의미하며, 비인간화는 대상자를 비인간적으로 대하며 냉소적인 감정을 갖게 되는 것이다. 자아성취감 감소는 자신감, 성공적인 업무 저하로, 역문항으로 구성되어 있으며 역코딩하여 평가하였다. 개발 당시 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α 값은 .76였으며, 본 연구에서 Cronbach’s α 값은 .89였다.

4. 자료 수집

자료수집은 먼저 G대학교의 기관생명윤리위원회(승인번호: GIRB-A18-Y-0036)의 승인을 받은 후 시행하였다. 연구자가 기관장의 승인을 받은 후 간호단위로 직접 방문하여 연구목적을 설명 후 자발적으로 본 연구에 동의한 간호사를 대상자로 선정하였다. 자료수집 기간은 2018년 7월 19일부터 2018년 7월 23일까지였으며, 설문지는 작성 후 밀봉하여 응답자의 인적 사항이 노출되지 않도록 하였으며 연구자가 직접 회수하였다. 설문지 작성에 소요된 시간은 10∼15분 정도였다. 145명의 대상자에게 설문지를 배포하고 회수한 결과, 144부가 회수되었으며 응답이 불충분하거나 불성실한 응답자 12부를 제외한 132부가 최종분석에 사용되었다.

5. 자료 분석 방법

수집된 자료는 SPSS 22.0 Window 프로그램을 이용하여 분석하였다. 일반적 특성은 백분율, 평균과 표준편차로 산출하고, 대상자의 일반적 특성과 자아존중감, 마음챙김, 소진간의 관계는 independent t-test, ANOVA, Scheffe’s test, Pearson correlation coefficient를 사용하였다. 본 연구의 자료가 회귀분석에 적합한지를 진단하기 위해 회귀분석의 가정을 검정한 결과, Durbin-Watson의 통계량은 1.94~2.02, 공차한계(Tolerance)는 0.918∼1, 분산확대지수(Variance Inflation Factor)는 1∼1.245로 나타났으며 잔차 도표에서 등분산이 확인되어 잔차의 독립성, 정규분포성, 종속변수의 등분산성, 다공선성의 가정에 합당함을 확인하였다.

본 연구에서는 Baron et al. (1986)의 매개효과 분석법에 따라서 모델을 검증하였다. 마음챙김을 매개변수로 하여, 1 단계로 독립변수인 자아존중감이 매개변수인 마음챙김 수준에 통계적으로 유의한지를 확인하고, 2단계로 독립변수인 자아존중감이 종속변수인 소진에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤는지 살펴보았다. 3단계로 독립변수인 자아존중감과 매개변수인 마음챙김을 동시에 회귀식에 투입하여 자아존중감과 마음챙김이 각각 소진에 미치는 영향력을 검증하였다. 마음챙김의 매개효과에 대한 유의성을 검증하기 위해 비표준화 계수와 비표준화 계수간 표준오차를 활용한 Sobel test를 실시하였다(Sobel, 1982).

결과

1. 대상자의 일반적 특성

대상자의 일반적 특성을 살펴 본 결과는 Table 1과 같다. 대상자는 모두 여성이었으며 평균연령은 26.0세로 25세 이하 간호사 71명(53.8%), 26세에서 30세 이하 52명(39.4%), 그리고 31세 이상 간호사는 9명(6.8%)으로 나타났다. 최종학력은 전문학사 졸업 28명(21.2%), 대학졸업이 99명(75.0%)으로 가장 많았으며, 석사 이상은 5명(3%)으로 나타났다. 결혼 상태는 미혼이 117명(88.6%)으로 기혼 15명(11.4%)보다 많았다. 종교를 가지지 않은 사람이 96명(72.7%), 종교를 가진 사람은 36명(27.3%)이었다. 교대 근무자가 123명(93.2%)으로 주간 고정 근무자인 9명(6.8%로)보다 많았다. 총 임상경력은 5년 이하 108명(81.8%), 5년에서 10년 사이 간호사가 24명(18.2%)으로 5년 이하 간호사가 많았다. 현 근무병동의 경력은 3년 이하 122명(92.4%), 4년 이상 10명(7.6%)으로 나타났다. Table 1에서와 같이 일반적 특성 범주별로 유의한 차이가 보이지 않아 공분산분석을 적용하지 않았다.

Table 1

Self-esteem, mindfulness, and burnout according to general characteristics of subjects (N=132)

Characteristic	Category	n (%)	Self- esteem			Mindfulness			Burnout
			M±SD	t or F	p	M±SD	t or F	p	M±SD	t or F	p
Age M±SD=26.05±2.64	≤25	71 (53.8)	28.58±3.40	1.005	.369	70.52±10.73	0.373	.689	64.70±8.06	0.215	.693
	25<and≤30	52 (39.4)	29.60±3.08.			69.88±10.54			65.81±9.77
	30<	9 (6.8)	29.41±3.98			69.29±12.70			64.18±6.97
Level of education	College graduate	28 (21.2)	25.80±3.67	1.086	.341	68.54±10.41	0.458	.634	64.36±9.41	1.822	.166
	University graduate	99 (75.0)	29.00±3.81			70.48±11.20			65.77±8.38
	≥Master degree	5 (3.8)	31.20±3.96			67.60±11.54			58.60±8.26
Marital status	Married	15 (11.4)	28.40±3.83	0.240	.876	68.67±13.52	0.240	.876	66.00±7.21	0.650	.422
	Single	117 (88.6)	29.05±3.80			70.13±10.71			65.10±8.84
Religion	No	96 (72.7)	28.60±3.69	0.380	.846	69.51±10.48	1.386	.240	65.47±9.01	1.411	.237
	yes	36 (27.3)	30.00±3.92			71.17±12.39			64.47±7.40
Working type	Three shift	123 (87.3)	28.91±3.76	0.310	.861	69.76±11.15	0.690	.408	65.30±8.77	0.396	.530
	Day shift	9 (12.7)	29.89±4.34			72.67±8.91			63.89±7.09
Clinical experience (years) M±SD=3.39±23.67	1<and≤5	108 (81.8)	28.87±3.76	−0.627	.532	70.33±10.63	0.821	.413	64.75±8.92	−1.261	.209
	5<and≤10	24 (18.2)	29.410±3.98			68.30±12.70			67.21±7.19
Clinical career in present department (years)	≤3	122 (92.4)	28.96±3.77	0.033	.848	70.20±10.91	0.236	.362	64.90±8.73	0.103	.184
M±SD=1.70±15.07	3<	10 (7.65)	29.20±4.26			66.90±12.37			68.70±7.20

2. 임상간호사의 자아존중감, 마음챙김과 소진 정도

대상자의 자아존중감은 평균 2.90±0.38 (범위 1∼4점)이고, 마음챙김 평균 3.50±0.55 (범위 1∼5점)였다. 소진은 평균 2.96±0.39 (범위 1∼5점)였으며, 하위영역으로 정서적 소진 3.32±0.61, 비인간화 2.77±0.55, 자아성취감 감소 2.68±0.48로 정서적 소진이 가장 높은 것으로 나타났다(Table 2).

Table 2

Levels of self-esteem, mindfulness and burnout (N=132)

Variables		Mean±SD	Min	Max	Range
Self-esteem		2.90±0.38	1.90	3.80	1~4
Mindfulness		3.50±0.55	2.25	5.80	1~5
Burnout	Emotional Exhaustion	3.32±0.61	1.22	4.89	1~5
	Personal Accomplishment	2.68±0.48	1.13	4.13	1~5
	Depersonalization	2.77±0.55	1.40	4.20	1~5
	Total	2.96±0.39	1.95	4.27	1~5

3. 임상간호사의 자아존중감, 마음챙김과 소진간의 상관관계

대상자의 소진 관련 자아존중감, 마음챙김 간의 상관관계를 알아보기 위해 Pearson’s correlation coefficient로 분석한 결과는 Table 3과 같다. 대상자의 소진에 대해 자아존중감(r=−.361, p<.001), 마음챙김(r=−.412, p<.001) 모두 부적 상관관계가 있었다. 즉 자아존중감과 마음챙김이 높을수록 소진은 감소하는 것으로 나타났다.

Table 3

Correlations among observation variables (N=132)

Variables	r (p)
	Self-esteem	Mindfulness	Burnout
Self-esteem	1
Mindfulness	.443 (.001)	1
Burnout	−.361 (.001)	−.412 (.001)	1

4. 임상간호사의 자아존중감과 소진 간 마음챙김의 매개효과(모델)

Baron et al. (1986)이 제시한 절차에 따라 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김의 매개효과를 검증하기 위해 모델을 분석하였다. 1단계에서 독립변수인 자아존중감이 매개변수인 마음챙김에 유의미한 정적 상관이 있었다(β=.443, p<.001). 2단계에서 독립변수인 자아존중감은 종속변수인 소진에 유의미한 부적 상관관계를 나타냈으며(β=−.361, p<.001), 마지막 3단계에서는 독립변수인 자아존중감과 매개변수인 마음챙김을 동시에 회귀모형에 투입하였다. 매개변수인 마음챙김이 소진에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고(β=−.314, p<.001), 독립변수인 자아존중감도 소진에 유의미한 영향을 미치며 그 영향력은 2단계에 비해(β=−.361→β=−.222) 줄어든 것으로 나타났다. 즉 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김은 부분 매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 자아존중감이 소진에 대한 설명력은 12.4% (F=19.494)이었으며, 자아존중감과 마음챙김의 소진에 대한 설명력은 19.7% (F=17.098)로 증가하여 마음챙김이 소진에 미치는 영향이 유의한 것으로 나타났다(Table 4, Fig. 1). 위에 제시한 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과 z값이 1.96보다 크거나 작으면 매개효과가 유의한 것으로 볼 수 있으며 본 연구에서 z값은 −3.043 (p<.001)으로 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김의 부분 매개효과가 있음이 검증되었다(Fig. 2).

Table 4

Mediating effect of mindfulness in the relationship between self-esteem and burnout (N=132)

STEP	Direction	β	p	Adj. R2	F	p
STEP1	S→M	.443	<.001	.190	31.830	<.001
STEP2	S→BO	−.361	<.001	.124	19.494	<.001
STEP3	S→BO	−.222	.012	.197	17.100	<.001
	M→BO	−.314	<.001

M: Mindfulness, S: Self-esteem, BO: Burnout.

Sobel z=−3.043 (p<.001)

Fig. 1

Mediating effect of mindfulness in the relationship between self-esteem and burnout.

Fig. 2

Sobel test. a: unstandardized regression coefficient between self- esteem and mindfulness, b: unstandardized regression coefficient between mindfulness and burnout, Sa: standard error of a, Sb: standard error of b.

고찰

본 연구는 임상간호사의 소진에 영향을 미치는 요인을 자아존중감과 마음챙김을 중심으로 규명하고자 수행하였으며, 연구결과를 바탕으로 간호사의 소진에 미치는 영향요인들을 논의하면 다음과 같다.

본 연구에서 임상간호사의 소진은 5점 Likert 척도에서 2.96점으로 중간보다 높게 나타났다. 하위요인에서는 정서적 고갈이 3.32점으로 가장 높았으며, 비인간화 2.77점, 개인적 성취감 결여 2.68점 순서로 나타났다. 평균 임상경력 9.4년인 간호사를 대상으로한 Ko JO et al. (2013)의 연구는 6점 척도 2.67점으로 중간보다 약간 낮으나, 본 연구의 대상자들은 평균 임상경력이 3.3년으로 소진의 정도가 높았다. 이는 임상경력 정도가 낮고, 교대근무를 하는 간호사에게서 소진의 정도가 높다는 선행연구들(Kwon KJ et al., 2012; Choi KJ et al., 2013)의 결과와 일치한다. 소진의 하위영역 중 정서적 소진이 가장 높은 것으로 나타났으며 이는 선행연구 결과와 유사하였다(Kwon KJ et al., 2012; Kang JS et al., 2015). 정서적 소진은 개인의 정서가 고갈된 상태로 업무 대상자를 맞이 할때 정서적으로 환대할 수 있는 에너지가 부족한 상태를 의미한다. 특히 정서적 소진은 스트레스에 대한 첫번째 반응이고 시간이 지남에 따라 비인격화, 직무에 대한 성취감이 낮아지는 등의 악화상태로 진행한다. 간호사는 업무 특성상 예견되지 않은 응급상황에서 생명을 다루어야 하는 극심한 신체적, 정서적 부담 속에서도 지속적으로 다양한 사람들에게 노출되며 상호관계해야 하기 때문에 특히 정서적 소진이 높게 나타난 것으로 보인다. 이에 전문직으로서 지속적인 발전과 성장을 돕기 위해서는 간호사의 업무환경에서 소진을 줄이기 위한 중재가 시급한 것으로 판단된다(Han KS et al., 2011).

대상자의 자아존중감은 4점 척도에서 2.90점으로 중간 이상이었는데, 이는 간호사를 대상으로 하여 비슷한 수준의 결과를 보여준 Yun SY(2014)의 연구결과와 유사하다. 자아존중감은 스트레스 상황에서의 대처능력과 관련이 있다. 즉, 간호사의 자아존중감이 높을수록 타인을 존중하고 긍정적인 대인관계를 형성하게 되고, 이는 자신의 직업에도 긍정적인 가치를 부여하여 직업적 성취감을 얻을 수 있게 한다. 간호서비스의 질에도 긍정적인 영향을 미치게 되므로(Lee HS, 2013), 간호사의 자아존중감을 향상시키기 위한 지속적인 관심과 전략 마련이 필요할 것으로 보인다.

연구대상자의 마음챙김 정도는 5점 척도 평균 3.50점, 총점 평균 69.96점으로 나타났으며, 이 결과는 Choi JL(2014)의 연구에서의 3.91점과 Oh HS(2014)의 연구에서 총점 81.87점에 비해 마음챙김의 정도가 낮은 것으로 나타났다. 임상경력이 평균 6년인 선행연구의 대상자들에 비해 본 연구에선 평균 3년 정도의 임상경력을 가진 간호사들이기 때문에 상대적으로 마음챙김의 수준이 낮게 나타난 것으로 보인다. 이는 임상경력이 낮을수록 업무에 대한 숙련도가 낮고 소진이 증가되어(Kim MJ et al., 2015), 낮은 수준의 마음챙김으로 소진에 대한 대처가 약하게 이루어지고 있는 것으로 보인다. 공무원(Han JH et al., 2010)과 임상간호사 대상(Choi JL, 2014)의 연구에서 마음챙김은 소진을 감소시키는 것으로 나타나 마음챙김은 직무 소진의 수준을 낮추는 긍정적 효과를 갖는 중요한 예측인자의 역할을 한다고 간주되었다. 대학생 대상의 마음챙김과 자아존중감 사이의 관계에서도 마음챙김은 개인의 자각과 자아존중감 향상에 영향을 주며, 자아존중감이 높은 사람은 자기와 타인을 있는 그대로 인식하게 되어 일상에 만족하게 되고 마음챙김을 더 잘 할 수 있어, 현재 일어나는 마음의 변화에 집중할 수 있다고 하였다(Park SG, 2013). 따라서 마음챙김 훈련을 통해 간호사의 소진을 낮출 수 있도록 하는 것이 효과적인 중재 방안이 될 수 있을 것이다.

본 연구에서 자아존중감과 마음챙김은 모두 소진을 낮추는 것으로 나타났으며, 마음챙김이 자아존중감과 소진의 관계에서도 부분적으로 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 자아존중감이 소진에 직접적인 영향을 줄 뿐만 아니라 마음챙김을 통한 간접적인 영향력을 갖고 있음을 규명한 것이다. 즉 소진을 줄여주기 위해 자아존중감을 상승시킬 전략으로 마음챙김 중재가 필요함을 보여준다.

Park NS(2012a)의 기업인 대상 마음챙김 중재연구에서도 소진이 경감되고 자아존중감이 유의하게 증가된 효과를 확인하였다. 아직까지 국내에서 마음챙김 훈련 프로그램의 적용 정도는 초창기 수준으로, 몇몇 병원이 환자를 대상으로 시행하고 있고, 개인 연구소를 중심으로 일반인 교육이 이루어지고 있어 민간기업 및 공공부문에서는 적용 정도가 저조한 상황이다(Park NS, 2012b). 마음챙김을 훈련할 수 있는 MBSR (Mindfulness-Based Stress Reduction) 프로그램에는 정좌, 눕기, 걷기, 요가의 다양한 명상법들이 포함되어 있어, 개인의 반응 양식과 선호도에 따라 프로그램을 개발하여 적용한다면 간호사들이 일상에서도 지속적으로 마음챙김을 할 수 있고, 이를 통해 소진경험도 감소시킬 수 있는 효과적인 중재가 될 수 있을 것이다. 본 연구는 임상간호사의 자아존중감, 소진 및 마음챙김에 대한 단순한 상관관계가 확인된 선행연구와 달리 자아존중감과 소진의 관계에서 마음챙김의 매개효과를 규명했다는 점에 그 의의가 있다.

본 연구는 대상자 표본을 J시, C시에 위치한 대학병원의 평균 경력이 3년 내외의 간호사를 대상으로 하였으므로 연구결과를 일반화하기에 어려움이 있다. 병원조직의 특수한 환경 속에서 소진을 줄여 줄 수 있는 마음챙김 프로그램 개발과 그 효과를 검증할 수 있는 추후 연구가 필요할 것으로 보인다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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