서 론

서비스산업에서 종사자의 감정표현은 소비자에게 서비스의 일부로 받아들여지며 서비스 기업의 매출 증감 및 이미지 제고 등에 영향을 미치게 된다(Morris et al., 1997; Park YO et al., 2015). 따라서 서비스 접점에서 고객을 응대하는 직원의 행동과 감정표현은 매우 중요하며(Ashkanasy et al., 2002), 서비스 기업은 이를 관리하기 위하여 다양한 노력을 기울이고 있다(Shin DJ et al., 2014).

기업은 직원과 고객이 상호작용하는 동안에 감정적 교류가 있다고 판단하고, 직원이 고객과의 접점에서 감정표현 시 지켜야 할 규칙 등을 설정하여 이에순응할 것을 요구한다(Ashforth et al., 1993). 이 경우 종업원은 자신이 실제로 느끼는 감정을 감추고 겉으로 표현되는 감정을 꾸며내게 되는데, 이러한 과정과 노력을 감정노동이라고 한다(Hochschild, 1983; Park MM et al., 2013; Lee HS et al., 2014; Hwang BW et al., 2015; Lee KR et al., 2016).

최근 서비스업에 종사하는 노동자가 겪고 있는 감정노동의 심각성이 사회적으로 대두되면서 이들의 감정노동에 대한 관심 또한 높아지고 있다(Lee KR et al., 2016). 과중하고 지속적인 감정노동은 직무 스트레스의 증가를 동반하게 되며, 직무 스트레스의 증가는 결과적으로 직업에 대한 긍정적 확신과 직무 만족을 약화시켜 효과적인 역할 수행을 저해하는 원인이 되어 서비스 기업의 성과 관리에 부정적 영향을 초래하는 등 개인 및 조직의 문제를 야기 시킬 수 있다(Lee KR et al., 2016). 감정노동의 결과로 초래될 수 있는 부정적 영향인 직무에 대한 만족 저하를 최소화하기 위해서는 이들을 조절할 수 있는 변인을 파악하고 이를 실행하는 과정이 순차적으로 이루어져야 할 것이다(Lee HS et al., 2014).

감정노동과 직무만족을 조절하기 위해서 과거에는 월 급여나 직위 등 현실적인 보상 체계 마련과 같은 직무·환경적 특성에 대한 논의가 이뤄졌으나 최근 감정노동과 직무만족을 조절할 수 있는 중요한 개념으로 감정지능이 주목받고 있다(Park MM et al., 2013; Lee HS et al., 2014; Lee OS et al., 2014; Park HS et al., 2014; Kang SY, 2015; Ko MS, 2015). 감정지능이란 개인이나 조직에 유해한 영향을 미치는 스트레스에 대한 대처방안으로 언급되고 있는 긍정적인 감정 성향으로, 자신과 타인의 감점을 인지하고 이해하며 자신의 감정을 조절할 줄 알며 활용할 줄 아는 능력이다. 감정지능은 훈련이나 교육을 통해서 향상될 수 있다(Lee OS et al., 2014). 감정지능이 높을수록 스트레스 상황에서 긍정적인 감정을 활용하여 심리적, 생리적으로 빠르고 효율적으로 회복하며, 효과적으로 스트레스에 대처한다.

직무의 특성상 종사자들의 감정노동이 수반되는 서비스산업의 규모는 점차 증가하고 있으며, 종사자의 수도 점차 증가할 것으로 전망되고 있어 이들의 감정노동으로 인한 직무만족 저하를 조절할 수 있는 감정지능의 효과를 파악하고 대응 방안을 모색하는 것이 필요하다. 특히 다양한 서비스산업 중 사회·문화·경제적으로 그 중요성이 더욱 부각되며, 종사원의 고객과의 대면 접점 강도 또한 타 산업보다 상대적으로 높다고 인식되고 있는 관광·Hospitality 산업 종사자의 감정노동과 직무만족, 그리고 감정지능의 조절효과에 대한 연구가 시급히 이루어져야 할 것이다.

그동안 감정노동과 직무만족 등의 영향 관계에 대한 국내 연구는 호텔 종사원, 레스토랑 종사원, 여객기 승무원, 여행사 가이드, 리조트 종사원, 카지노 종사원, 골프 보조원 등 관광·Hospitality 산업 전반에 걸쳐서 다양하게 이루어졌으나, 감정지능의 조절효과에 대한 연구는 간호 분야 등 전문직을 중심으로 이루어졌으며 관광·Hospitality 분야에서는 거의 다루지 않은 것으로 파악되고 있다. 이에 본 연구는 관광·Hospitality 분야에서 대인 접점이 가장 빈번히 이루어지고 있는 호텔 종사자들의 감정노동과 직무만족의 영향 관계를 파악하고 감정지능의 조절효과를 규명하고자 설계되었다.

본 연구는 호텔 종사자의 감정노동과 직무만족의 상관관계를 파악하고, 감정노동과 직무만족의 관계에서 감정지능의 조절효과를 규명하여, 호텔 종사자의 직무만족을 올리기 위한 방안을 마련하는데 기초자료로 활용하고자 설계되었으며, 구체적 목적은 다음과 같다. 첫째, 호텔 종사자의 감정노동이 직무만족에 미치는 영향을 파악한다. 둘째, 호텔 종사자의 감정노동과 직무만족 관계에서 감정지능의 조절효과를 확인한다. 셋째, 호텔 종사자의 감정노동으로부터 발생하는 직무만족 증대 방안을 감정지능 조절효과를 중심으로 제시한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 호텔 종사자의 감정노동이 직무만족에 미치는 영향을 알아보고, 감정노동과 직무만족의 관계에 감정지능의 조절효과를 위계적회귀모형을 통해 분석ㆍ검증하고자 하는 횡단적 실증조사연구이다. 이를 위하여 감정부조화와 감정노력을 포함한 감정노동을 독립변수로 직무만족을 종속변수로, 그리고 감정지능을 조절변수로 사용하였다(Fig. 1). 이를 위해 다음과 같은 연구가설을 설정하였다.

Fig. 1

Proposed research model.

가설1. 호텔 종사자의 감정노동은 직무만족에 유의미한 영향을 미칠 것이다.

가설2. 호텔 종사자의 감정지능은 감정노동과 직무만족의 영향 관계를 조절할 것이다.

2. 연구대상

설문조사는 2017년 5월 1일부터 6월 30일까지 2개월간 서울에 소재하고 있는 특1급 호텔 종사자를 대상으로 실시하였다. 표본추출은 임의표본추출방식을 사용하였다. 구조화된 설문지 400부를 설문조사에 동의하는 호텔 종사자에게 전달하였으며, 364부를 회수하였다. 이 중 회계·재무, 인사 등 백오피스에 근무하는 종사자의 응답과 결측이 있는 응답을 제외한 314부를 분석에 활용하였다. 표본 수 계산 프로그램인 G*Power 3.0 프로그램을 이용한 결과 314명의 표본은 다중회귀분석 통계적 검정에 의하면 효과크기 0.15, 유의수준 0.05 검정력 0.95의 수준인 응답자 수 200명을 초과하는 것으로 나타나 표본 수는 유의미한 것으로 파악되었다.

3. 연구도구

본 연구는 설문에 동의하는 응답자가 스스로 기입하는 자기기입식 설문방식을 활용하였다. 설문 내용은 성별, 연령, 소득, 근무 연수, 근무부서 등 응답자의 일반 특성을 묻는 8문항과, 독립변수로 사용한 감정노동 15문항, 종속변수로 사용한 직무만족 5문항, 그리고 조절변수로 사용한 감정지능 16문항 등 총 34문항으로 구성되었다.

1) 감정노동

본 연구에서 감정노동은 Kruml et al. (2000)이 개발한 감정부조화 9문항과 감정노력 6문항 등 15문항을 측정도구로 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 5점 척도로 구성되어 있고, 점수가 높을수록 감정노동의 정도가 높음을 의미한다.

2) 직무만족

본 연구에서 직무만족은 Iplik et al. (2014) 등이 호텔종사원의 직무만족 측정을 위해 개발한 5문항을 측정도구로 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 5점 척도로 구성되어 있고, 점수가 높을수록 직무만족의 정도가 높음을 의미한다.

3) 감정지능

본 연구에서 감정지능은 Wong et al. (2002)이 개발한 16문항을 측정도구로 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 5점 척도로 구성되어 있고, 점수가 높을수록 감정지능의 정도가 높음을 의미한다.

4. 자료분석

본 연구에서는 SPSS Statistics 23.0 프로그램을 사용하여 수집된 자료를 분석하였다. 첫째, 연구대상자의 일반을 알아보기 위하여 기술통계 분석을 실시하였다. 둘째, 감정노동, 직무만족, 감정지능 등 측정변수의 타당성과 신뢰도를 확인하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 셋째, 감정노동의 직무만족에 대한 영향관계, 감정노동과 직무만족의 영향관계에 대한 감정지능의 조절효과 등 가설을 검증하기 위하여 위계적 회귀분석을 이용하였다.

위계적 회귀분석을 통한 가설검증 절차는 다음과 같다(Lee CK et al., 2017). 첫째, 감정노동과 직무만족간 회귀모델을 분석하고(Model 1), 둘째, Model 1에 조절효과인 감정지능 효과를 포함한 회귀모델을 분석하며(Model 2), 셋째, Model 2에 각 독립변수와 감정지능 조절효과 간의 상호작용들을 포함한 회귀모델을 분석한다(Model 3). 한편 조절효과를 검증하기 위해서는 첫째, 세 모델의 F값은 각각 통계적으로 유의해야 하고, 둘째, R²는 3개 모델에서 순차적으로 증가해야 하며, 셋째, Model 3에서의 R²의 변화량은 통계적으로 유의해야 하고, 넷째, 상호작용항도 통계적으로 유의해야 한다.

결 과

1. 응답자의 특성

최종 분석에 활용된 응답자의 일반적 특성을 보면 남성이 124명(39.5%), 여성이 190명(60.5%)로 나타났으며, 20세 미만 4명(1.3%), 20∼29세 143명(45.5%), 30∼39세(38.2%), 40∼49세(15.0%) 등으로 나타났다. 응답자의 68.8% (215명)이 대재 또는 대졸이라고 응답하였으며, 70.4% (221명)의 응답자가 호텔업 근무 년 수가 9년 이하라고 응답하였다(Table 1).

Table 1

Characteristics of respondents (n=314)

Variable	Attribute	Frequency	%
Gender	Male	124	39.5
	Female	190	60.5
Age	Under 20 years	4	1.3
	20~29 years	143	45.5
	30~39 years	120	38.2
	40~49 years	47	15.0
	Over 50 years	0	0.0
Education	High school grad.	6	1.9
	Junior college grad.	60	19.1
	University grad.	216	68.8
	Graduate school grad.	32	10.2
Working years in hotel industry	Under 1 year	44	14.0
	1~3 years	78	24.8
	4~6 years	66	21.0
	7~9 years	33	10.5
	10~11 years	35	11.1
	Over 12 years	58	18.5

2. 측정도구의 신뢰성 및 타당성

측정도구의 신뢰성을 검증하기 위해 Cronbach’s α를 이용하여 내적일관성을 파악하였으며, 타당성 검증을 위해 요인분석을 실시하였다. 감정노동을 측정한 문항의 신뢰성 검증 결과 전체 문항의 α계수는 .792로 나타났으며, 감정지능을 측정한 문항의 α계수는 .888, 직무만족을 측정한 문항의 α계수는 .875 등으로 나타나 내적일관성이 있어 신뢰성이 확보되었음을 알 수 있다.

요인분석은 주성분분석을 사용하여 Varimax 방식을 이용한 요인 회전을 통해 요인을 추출하였고, 개별요인의 상대적 중요도를 나타내는 고유값이 1 이상인 요인을 추출하였다. 요인적재량은 .5 이상을 적용하여 적재량이 낮은 문항이나 이중으로 적재되는 문항을 삭제 후 최종 요인구조를 확인하였다. 감정노동을 측정한 15개 문항 중 요인과 문항이 적절하지 않은 1개의 문항을 제외한 총 14문항이 최종 3개의 요인으로 확인되었다. 단위행렬검증결과 χ²의 값이 1769.824로 유의수준 .001에서 유의한 결과를 보여 단위행렬이 아니라는 증거를 보였으며, KMO값도 .806으로 요인분석을 적용하는 것에 문제가 없는 것으로 확인되었다. 전체 요인에 대한 분산설명력은 60.310%로 나타났으며, 각 요인의 측정문항을 고려하여 감정노력(6문항, 28.865%, α=.844; EE), 가짜감정(5문항, 22.706%, α=.773; FE), 감정부조화(3문항, 8.740%, α=.710; ED)으로 각각 명명하였다. Cronbach’s α계수도 모두 .7이상으로 나타나 신뢰성이 확보되었다(Table 2).

Table 2

Results of emotional labor factor analysis

	Factor Loadings
	FAC1	FAC2	FAC3
Emotional effort (EE)
When helping the consumer, I try to create emotions in myself that present the image of my hotel desires.	.800
I try to truly feel the emotions that I have to show when communicate with consumers.	.790
When I was ready for work, I said myself that today will be a good day.	.787
I usually think of pleasant things when starting work.	.783
I focus more on my behavior when I show emotions that I do not truly feel.	.692
I endeavor to reflect positive emotions to consumers.	.586
Fake emotion (FE)
I show fake emotions when dealing with consumers.		.743
I insert the fake facial expressions to reflect right emotions form my job.		.725
I have to hide my true feelings when dealing with consumers.		.722
I fake in order to deal with consumers in a right way.		.720
I show the emotions to consumers that I am actually felt. (r)		.570
Emotional dissonance (ED)
My communication with consumers is like a robot.			.771
I behave differently from how I actually feel.			.738
I show emotions that I am not truly feeling.			.633
Eigenvalues	4.041	3.179	1.224
% of variance explained (total=60.310)	28.865	22.705	8.740
Cronbach’s alpha (total=.792)	.844	.773	.710
Kaiser-Meyer Olkin coefficient=.806, Bartlett’s Test of Chi-Square=1769.824 (p<.001)

감정지능을 측정한 총 16개 문항은 4개의 요인으로 추출되었다. 단위행렬검증결과 χ²의 값이 2618.840으로 유의수준 .001에서 유의한 결과를 보여 단위행렬이 아니라는 증거를 보였으며, KMO값도 .845로 요인분석을 적용하는 것에 문제가 없는 것으로 확인되었다. 전체 요인에 대한 분산설명력은 69.095%로 나타났으며, 각 요인의 측정문항을 고려하여 감정이해능력(4문항, 38.170%, α=.881; AUE), 감정조절능력(4문항, 12.450%, α=.854; ACE), 타인감정이해능력(4문항, 9.913%, α=.817; AUOE), 동기부여능력(4문항, 8.562%, α=.792; AM)으로 각각 명명하였다. Cronbach’s α계수도 모두 .7이상으로 나타나 신뢰성이 확보되었다(Table 3).

Table 3

Results of emotional intelligence factor analysis

	Factor Loadings
	FAC1	FAC2	FAC3	FAC4
Ability to Understand Emotion (AUE)
I have good understanding of my own emotions.	.857
I have a good sense of why I have certain feelings most of the time.	.814
I really understand what I feel.	.806
I always know whether or not I am happy.	.761
Ability to Control Emotion (ACE)
I am quite capable of controlling my own emotions.		.882
I can always calm down quickly when I am very angry.		.868
I have good control of my own emotions.		.801
I am able to control my temper and handle difficulties rationally.		.633
Ability to Understand Others’ Emotion (AUOE)
I am a good observer of others’ emotions.			.821
I have good understanding of the emotions of people around me.			.782
I always know my friends’ emotions from their behavior.			.742
I am sensitive to the feelings and emotions of others.			.694
Ability to Motivation (AM)
I am a self-motivated person.				.817
I always set goals for myself and then try my best to achieve them.				.767
I would always encourage myself to try my best.				.713
I always tell myself I am a competent person.				.635
Eigenvalues	6.107	1.992	1.586	1.370
% of variance explained (total=69.095)	38.170	12.450	9.913	8.562
Cronbach’s alpha (total=.888)	.881	.854	.817	.792
Kaiser-Meyer Olkin coefficient=.845, Bartlett’s Test of Chi-Square=2618.840 (p<.001)

종속변수인 직무만족(JS)은 단일요인으로 추출되었으며, 단위행렬검증결과 χ²의 값이 816.091로 유의수준 .001에서 유의한 결과를 보여 단위행렬이 아니라는 증거를 보였으며, KMO값도 .819로 요인분석을 적용하는 것에 문제가 없는 것으로 확인되었다. 직무만족 요인에 대한 분산설명력은 67.253%로 나타났으며, Cronbach’s α계수는 .875으로 신뢰성이 확보되었다.

3. 가설 검증

본 연구에서 설정한 가설을 검증하기 위해 위계적회귀분석을 실시하였다. 감정노동과 직무만족의관계, 그리고 감정이해능력의 조절효과 검증에 대한 결과는 다음과 같다. 1단계 회귀식에서 감정노동과 직무만족 간의 관계에서는 감정부조화(β=−.167, t=−3.156)는 유의수준 .01에서, 감정노력(β=.324, t=5.951)은 유의수준 .001에서 통계적으로 유의한 영향관계가 나타났으며, 감정부조화는 직무만족을 저하시키고, 감정노력은 반대로 직무만족을 향상시키는 요소임을 확인하였다. 감정지능인 감정이해능력의 조절효과를 확인한 3단계 회귀식에 대한 R²의 변화량이 .030으로 통계량 변화량에 대한 유의확률이 유의수준 .05에서 통계적으로 유의한 결과를 보여 조절효과가 있는 것으로 확인되었다. 독립변수와 조절변수의 상호작용 변수 중 감정노력과 감정이해능력의 변수가 직무만족도를 향상시키는 것으로 나타나 감정노동과 직무만족 간의 관계에서 감정이해능력은 감정노력에서 조절효과가 있음을 확인하였다. 즉, 감정이해능력은 감정노력과 작용하여 직무만족도를 높여주는 변수임을 알 수 있다(Table 4).

Table 4

Moderating effect of ability to understand emotion (AUE)

	Step 1		Step 2		Step 3
	β	t	β	t	β	t
FE	−.020	−.373	−.036	−.663	−.022	−.408
ED	−.167	−3.156**	−.161	−3.027**	−.139	−2.558*
EE	.319	6.015***	.304	5.594***	.288	5.280***
AUE			.071	1.266	.032	.573
FE×AUE					.085	1.575
ED×AUE					−.104	−1.854
EE×AUE					.134	2.380*
F	15.425***		11.992***		8.569***
R2	.130		.134		.164
∆F			1.602		3.602*
∆R2			.004		.030*

Dependent variable: job satisfaction (JS).

*p<.05,

**p<.01,

***p<.001.

FE: Fake Emotion, ED: Emotional Dissonance, EE: Emotional Effort, AUE: Ability to Understand Emotion.

감정노동과 직무만족 간의 관계에서 타인감정이해능력은 2단계 회귀식에서 보는 바와 같이 감정노력(β=.305, t= 5.861)과 함께 타인감정이해능력(β=.203, t=3.774)에 대한 감정지능이 높아질수록 직무만족도가 향상될 수 있음을 확인하였다. 감정지능인 타인감정이해능력의 조절효과를 확인한 3단계 회귀식에 대한 R²의 변화량이 .038로 통계량 변화량에 대한 유의확률이 유의수준 .01에서 통계적으로 유의한 결과를 보여 조절효과가 있는 것으로 확인되었다(Table 5). 독립변수와 조절변수의 상호작용 변수 중 감정노력과 타인감정이해능력의 변수가 직무만족도를 향상시키는 것으로 나타나 감정노동과 직무만족 간의 관계에서 타인감정이해능력은 감정노력에서 조절효과가 있음을 확인하였다. 즉, 타인감정이해능력은 감정노력과 작용하여 직무만족도를 높여주는 변수임을 알 수 있다. 그 외 감정지능의 하위요인 인 감정조절능력과 동기부여능력은 감정노동과 직무만족 사이에서 조절효과가 없는 것으로 나타났다.

Table 5

Moderating effect of ability to understand others’ emotion (AUOE)

	Step 1		Step 2		Step 3
	β	t	β	t	β	t
FE	−.020	−.373	−.060	−1.129	−.041	−.784
ED	−.167	−3.156**	−.135	−2.560*	−.126	−2.432*
EE	.319	6.015***	.305	5.861***	.321	6.250***
AUOE			.203	3.774***	.153	2.802**
FE×AUOE					−.016	−.282
ED×AUOE					.027	.462
EE×AUOE					.195	3.151**
F	15.425***		15.624***		11.374***
R2	.130		.168		.206
∆F			14.245***		4.9154**
∆R2			.038***		.038**

Dependent variable: job satisfaction (JS).

*p<.05,

**p<.01,

***p<.001.

FE: Fake Emotion, ED: Emotional Dissonance, EE: Emotional Effort, AUOE: Ability to Understand Others’ Emotion.

고 찰

본 연구는 대인 접점이 빈번히 이루어지고 있는 호텔 종사자들의 감정노동과 직무만족의 영향 관계를 파악하고 감정지능의 조절효과를 규명하고자 실시되었다. 감정노동은 감정노력, 가짜감정, 감정부조화 등 3개의 요인으로 구분되었으며, 이는 Kruml et al. (2000)이 구분한 감정부조화와 감정노력 2개의 요인보다 좀더 구체화된 것이라 할 수 있다. 감정부조화는 직무만족에 유의한 부정적 영향을 주는 것으로 파악되었으며, 감정노력은 직무만족에 유의한 양의 영향을 주는 것으로 파악되었다. 이러한 결과는 감정노동과 직무만족의 관계를 규명한 대부분의 연구 결과와 같거나 유사한 것으로 파악되었다(Lam et al., 2011; Cheung et al., 2013; Kenworthy et al., 2014; Wang et al., 2016).

감정지능은 감정이해능력, 감정조절능력, 타인감정이해능력, 동기부여능력 등 4개의 요인으로 구분되어, Wong et al. (2002)이 제시한 단일 차원보다 구체화 시킬 수 있었다. 호텔종사자의 감정노동과 직무만족과의 관계에서 감정지능의 조절효과를 구체적으로 확인한 결과, 감정이해능력과 타인감정이해능력은 감정노력과 작용하여 직무만족도를 높여주는 조절변수임을 알 수 있었다.

감정지능과 감정부조화가 음의 관계를 보이는 것과 감정지능과 감정노력이 양의 관계를 형성하며 직무만족에도 양의 조절효과를 보이고 있는 것은 McQueen(2004), Moon et al. (2011), Raman et al. (2016) 등의 연구에도 같은 결과를 보이고 있다. 호텔 종사원의 직무만족을 향상하여 조직성과를 올리기 위해서는 이들의 감정부조화와 직무만족의 음의 관계를 최소화 하고 감정노력과 직무만족의 양의 관계를 최대화할 수 있는 방안을 강구하여야 할 것이다(Raman et al., 2016). 그러나 이러한 방안이 감정부조화와 감정노력에 국한된 것이 아니라 감정지능을 향상함으로 가능하다는 것이 본 연구의 결과이며 다양한 연구에서 확인할 수 있었다(Wong et al., 2002; Raman et al., 2016). 특히 호텔종사자 본인의 감정뿐만 아니라 타인의 감정을 이해하는 능력을 향상하는 것이 감정노력과 연동하여 직무만족도를 끌어올리는데 구체적 방안인 것을 본 연구를 통하여 규명할 수 있었다.

호텔 종사원의 감정지능을 향상시키기 위해서는 Wong et al. (2002) 등이 제시한 감정지능 구성요소를 활용하여 감정지능 향상 프로그램을 호텔 종사원에 적합하게 재구성하여 적용할 필요가 있다. 가령 Lee OS et al. (2014)은 Wong et al. (2002)의 연구결과를 토대로 간호대학생을 위한 감정지능 향상 프로그램을 개발하였으며 이의 효과를 검증한 연구를 수행한 바 있다. 이들의 연구에 의하면 감정지능 향상 프로그램을 적용한 결과 대상자들은 자신과 타인의 감정을 알게 되는 효과를 거두었으며, 자신과 타인의 감정을 수용할 수 있는 능력이 향상되었다. 아울러 자신의 감정표현이 늘고, 변화가 일어났고, 자신과 타인의 감정을 조절할 수 있는 능력이 증대한 것으로 파악되었다. 또한 부정적 감정이 조절되는 효과를 거두게 되었다.

호텔종사자는 다양한 고객을 직접 응대하여야하기에 과도한 감정노동에 노출되어 있다고 할 수 있다. 이들이 직무에 만족하고 호텔기업의 성과에 긍정적 영향을 미치도록 하기 위해서는 감정노동을 긍정적으로 조절하여 직무만족을 향상시킬 수 있는 내부 교육체계를 구축하여 이를 실행할 필요가 있다. 앞서 Lee OS et al. (2014)의 연구와 같이 Wong et al. (2002)이 제시한 감정지능 구성요소를 활용하여 호텔기업 환경에 적합한 감정지능 향상 프로그램을 개발, 적용하여 종사원들의 감정지능 향상에 적극 활용할 필요가 있다.

본 연구는 한국에서 호텔종사자의 직무만족을 증대하고 기업의 성과를 향상하기 위하여 감정지능 향상 프로그램의 개발 및 적용을 제안하고 있다. 그동안 감정지능의 조절효과에 대해 호텔종사자를 대상으로 다룬 연구가 없었는데 감정지능 중 감정이해능력 및 타인감정이해능력 향상을 위한 교육 프로그램의 필요성을 발견할 수 있었다는 것이 이 연구의 성과라 할 수 있다. 향후 호텔종사자를 대상으로 구체적인 감정지능 교육프로그램을 개발하는 것이 주어진 과제라 할 수 있다.

Notes

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

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