본 연구는 J지역 소재 어린이집에 근무하는 보육교사를 대상으로 본 연구의 내용을 설명하고 설문참여에 동의한 참여자에게서 219부의 자료를 수집하였다. 그중 응답이 누락되거나 불성실하게 응답한 것으로 판단된 16부의 자료를 제외하고 총 203 사례를 최종분석에 사용하였으며, 이들 보육교사의 평균연령은 33.60세(SD = 8.72)로 보다 구체적인 일반적 특성은 표 1에 정리하여 제시하였다.

감정노동

보육교사가 지각한 감정노동을 측정하고자 이진화(2007)가 Gilstrap(2004)의 연구에서 사용된 ELS(Emotional Labor Scale, Grandey, 2000)를 발췌하여 수정한 척도를 활용하였다. 이는 “필요하다면 나는 가장된 행동을 해서라도 긍정적 정서를 표현한다.” 등과 같은 표면행동과 “교사로서 표현하도록 기대되는 정서(칭찬함, 격려함 등)를 실제에서도 경험하기 위해 노력한다.” 등과 같은 내면행동의 2개 하위요인으로 구성되어 있으며, 5점 평정식으로 총점수가 높을수록 감정노동의 정도가 높음을 의미한다. 내적 합치도로서의 신뢰도는 표면행동이 Cronbach의 α 계수 .75, 내면행동이 Cronbach의 α 계수 .83으로 보고되었으며(이진 화, 2007), 본 연구에서는 감정노동 전체척도의 내적 합치도가 Cronbach의 α 계수 .81, 이를 구성하는 하위척도인 표면행동이 Cronbach의 α 계수 .79, 내면행동이 Cronbach의 α 계수 .90인 것으로 나타났다.

자율성

보육교사의 자율성을 측정하기 위해 박문수 (2005)가 Fiedler, 왕영항, 박경규의 연구를 바탕으로 재구성한 척도를 사용하였다. 이는 “나는 업무를 처리할 때 그 처리순서를 내 스스로 결정할 권한이 있다.”, “나는 상사(원장이나 원감)나 동료들에게 묻지 않고 독자적으로 업무를 처리할 수 있다.” 등과 같은 총 7개 문항의 5점 평정식으로, 총 점수가 높을수록 직무 수행의 결과에 대해 권한을 갖는 동시에 책임을 질 수 있는 재량권이 높은 자율성을 측정한다. 본 척도의 내적 합치도로서의 신뢰도는 Cronbach의 α 계수 .87로 보고되었으며 (박문수, 2005), 본 연구에서의 내적 합치도는 Cronbach의 α 계수 .93으로 나타났다.

직무스트레스

보육교사의 직무스트레스를 측정하고자 Clark(1980)가 개발하여 D’Arienzo, Moraco와 Krajewski(1982)가 수정한 교사 직무스트레스 질문지(Modified Teacher Occupational Stress Factor Questionnaire)를 권기태(1990)가 번안하고 김지현(1995)이 대인관련 요인과 기타요인을 종합 하여 유치원 교사를 대상으로 수정ㆍ보완한 직무스트레스 척도를 사용하였다. 이는 원래 6개 하위요인으로 구성되어 있으나 문항수가 작고 신뢰도가 낮은 각 2개 문항의 2개 하위 요인(경제적 안정, 개인관련)을 제외하고, 본 연구에서는 “학습활동에 참여하지 않는 유아들에게 동기를 부여하는 데 힘이 든다.” 등과 같은 원아들과의 활동요인, “학급운영을 위하여 준비할 시간이 충분하지 않다.” 등과 같은 업무관련요인, “권한에 비해 너무 많은 책임을 부여한다.” 등의 행정적 지원요인, “우리 기관은 교사들 간에 의사소통이 잘 이루어지지 않는다.” 등의 대인관련요인의 4개 하위요인, 총 34문항으로 구성하였다. 총점의 범위가 34∼ 170점의 5점 평정식인 본 척도는 총 점수가 높을수록 직무스트레스의 수준이 높은 것을 의미하며, 김지현(1995)의 연구에서 내적합치도로서의 신뢰도는 Cronbach의 α 계수 .91로 보고되었다. 그리고 본 연구에서 4개요인 전체척도의 신뢰도는 Cronbach의 α 계수 .94, 요인별로 살펴보면 하위요인 순서대로 .72, .82, .85, .90으로 나타났다.

본 연구의 자료는 SPSS(PASW) 18.0을 사용 하여 다음과 같은 방식을 통해 분석하였다. 첫째, 참여자인 보육교사의 인구통계학적 특성을 파악하기 위해 빈도 및 기술통계 분석을 실시하였다. 둘째, 측정도구의 내적 합치도를 확인하기 위해 Cronbach의 α 계수를 이용한 신뢰도 분석을 실시하였다. 셋째, 본 연구의 주요변인에 대하여 Pearson 적률상관계수를 이용한 상관분석을 실시하였다. 넷째, 보육교사의 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 다섯째, 보육교사의 감정노동과 직무스트레스 간의 관계에서 자율성의 완충효과를 알아보기 위해 그림 1과 같은 연구모형에 따라 완충효과 검증을 위한 위계적 회귀분석(Baron & Kenny, 1986)을 실시하였다. 즉, 먼저 예측변인과 조절변인의 평균중심화(mean-centering) 를 통해 다중공선성을 제거한 다음(Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003), 직무스트레스에 대한 다중회귀분석시 예측변인인 감정노동과 조절변인인 자율성을 투입한 후 이의 상호작용 항을 투입함으로써 연구모형의 증분 설명량을 계산하고 그 유의성을 검증하여 완충효과의 유무를 판단하였다.

또한 완충효과의 상호작용 패턴을 확인하기 위해 평균중심화와 유의한 완충효과의 도식화 방법을 적용하여(Aiken & West, 1991) 예측변인인 감정노동과 조절변인인 자율성의 평균을 중심으로 ±1SD 지점을 직선으로 이어 도식화 하였다. 여기서 조절변인이 -1SD와 +1SD 조건일 때 결과변인에 대한 예측변인의 영향의 유의성을 검증하고자 Hayes(2013)의 PROCESS를 통해 단순회귀선(simple slope)의 유의성을 검증 하였다. 유의한 완충효과의 효과크기를 판단하기 위해서는 Cohen(1988)의 공식에 대입하였으며, 판단기준으로는 Cohen의 f² 값이 임계치 .02, .15, .35 이상일 때 각각 작은(small), 보통 (medium), 큰(large) 효과크기의 완충효과가 있는 것으로 간주하였다.

본 연구의 주요변인인 감정노동, 자율성, 직무스트레스, 그리고 그의 하위요인에 대한 평균과 표준편차 및 변인 간 상관관계를 분석하였으며, 그 결과는 표 2에 제시하였다.

표 2에서 본 연구의 주요변인을 중심으로 살펴보면, 감정노동(1번)과 자율성(2번) 간의 상관계수는 -.30으로 유의수준 .01에서 통계적으로 유의한 부적 상관관계를 나타낸 반면, 감정노동(1번)과 직무스트레스(3번) 간의 상관 계수는 .23으로 유의수준 .01에서 유의한 정적 상관관계를 나타내었다. 이러한 감정노동과 직무스트레스의 정적 상관성은 직무스트레스 내 4개 하위요인(3-1, 3-2, 3-3, 3-4)에서도 유의수준 .05와 .01에서 모두 통계적으로 유의 하였다. 그리고 자율성(2번)과 직무스트레스(3번) 간의 상관계수는 -.62로 유의수준 .01에서 통계적으로 유의한 부적 상관관계를 가지고 있었으며, 이러한 자율성과 직무스트레스 간의 부적 상관성은 직무스트레스 내 4개 하위 요인(3-1, 3-2, 3-3, 3-4)에서도 역시 유의수준 .01에서 통계적으로 모두 유의하였다. 즉 보육 교사의 경우, 감정노동을 많이 한다고 지각할수록 자율성은 낮게 그리고 직무스트레스는 높게 보고한 한편, 자율성이 높다고 지각할수록 직무스트레스를 낮게 보고하였다.

자율성의 완충효과 검증 이전에 먼저 보육 교사의 감정노동이 직무스트레스에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 이에 대한 결과표인 표 3을 보기 전, 우선 다중공선성을 진단하기 위해 VIF(분산팽창지수) 수치를 구한 결과 VIF 값은 1.039 로, VIF 값이 10 이상일 때 다중공선성이 존재하는 것으로 판단하므로 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다. 또한 오차항의 독립성 가정 위배 여부를 판단하기 위해 Durbin-Watson 검증을 수행한 결과 그 값이 1.845로 수치가 2에 가깝고 0 또는 4와 가깝지 않으므로, 잔차들 간에 상관관계가 없어 오차 항의 독립성이 만족하는 것으로 나타나 본 회귀모형은 분석하기에 적합하였다.

이어서 보육교사의 감정노동과 직무스트레스의 관계를 검증한 표 3을 살펴보면, 보육교사의 감정노동은 직무스트레스에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(F = 5.422, p < .01). 또한 감정노동의 하위변인인 표면행동이 직무스트레스에 미치는 영향은 t값이 2.150으로 보육교사의 직무스트레스에 유의한 정적 영향을 미쳤으며, 감정노동 중 내면행동이 직무스트레스에 미치는 영향은 t값이 2.033으로 역시 직무스트레스에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

다음 단계로 본 연구의 주요 관심사인 보육 교사의 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향관계에 있어 자율성의 완충효과를 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하여 표 4에 제시하였으며, 이 과정에서 준거변인에 대한 상호작용항의 효과크기를 살펴보았다.

표 4에서 볼 수 있는 바와 같이, 감정노동과 자율성은 직무스트레스 분산의 39%를 유의하게 설명하였고(F = 63.877, p < .001), 이두 변인의 상호작용 항을 투입하였을 때 상호 작용 항은 직무스트레스 분산을 9.4% 추가로 더 설명하는 것으로 나타났다(F = 62.122, p < .001). 이러한 상호작용 항으로 인한 증분설명량을 Cohen(1988)의 효과크기 공식에 대입하여 f² 값을 구한 결과 0.154로, Cohen의 임계치 .15보다 커서 자율성은 보통 이상의 완충효과를 갖는 것으로 판단하였다. 더불어 완충효과의 패턴을 살펴보기 위해 예측변인인 감정노동과 조절변인인 자율성의 평균을 중심으로 ±1SD 지점을 이은 개별 회귀선으로 유의한 완충효과(Aiken & West, 1991)를 도식화한 결과는 그림 2와 같다.

그림 2의 단순회귀선의 유의성을 검증한 결과, 자율성이 ‘하’일 때 감정노동이 증가하면 직무스트레스가 87.715(-1SD)에서 97.536(+1SD) 으로 유의하게 증가하는 반면(t = 4.136, p < .05), 자율성이 ‘상’일 때에는 감정노동이 증가하더라도 직무스트레스가 76.055(-1SD)에서 70.266(+1SD)로 유의하게 감소하였다(t = -2.518, p < .05). 요컨대 보육교사의 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향에 있어서 자율성은 유의한 조절효과를 가졌으며, 특히 자율성의 완충효과를 확인할 수 있었다.

본 연구는 보육교사의 감정노동, 자율성, 직무스트레스의 관계규명에 목적을 두고, 보육 교사의 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향과 이러한 영향이 자율성에 의해 완충되는 지의 여부를 경험적으로 살펴보고자 하였다. 이에 따른 구체적인 결과를 요약하고 관련 시사점을 논의하면 다음과 같다.

첫째, 보육교사의 감정노동, 자율성, 직무스트레스 간의 상관관계를 살펴본 결과, 보육교사의 감정노동은 자율성과 부적 상관성을 보이는 반면에 직무스트레스와는 정적 상관성을 보였고, 보육교사의 자율성은 직무스트레스와 부적 상관성을 보였다. 이를 먼저 감정노동을 중심으로 살펴보면, 보육교사는 감정노동을 많이 한다고 지각할수록 자율성은 낮게, 그리고 직무스트레스는 높게 보고하였다. 본 연구의 이러한 결과는 보육교사를 대상으로 하지는 않았지만 간호사(이명휘, 2013)와 지방자치 단체의 민원업무직원(김태욱, 2011)을 대상으로 감정노동과 자율성의 부적 상관성을 제시한 연구와 일치하였다. 이 외에도 백화점ㆍ슈퍼마켓ㆍ금융ㆍ호텔 등 다양한 서비스군 종사자를 대상으로 감정노동으로 인한 감정소진과 직무자율성과의 부적 상관성을 밝힌 연구결과 (Johnson & Spector, 2007)와 유사하였다. 이러한 관계성에 따라 감정노동의 맥락에서 자율성을 고려해본다면, 세세하게 구체화된 감정표현 규칙이 제정되고 이에 대한 준수 여부가 엄격히 감시ㆍ평가되어질수록 업무수행 과정에서 자율적으로 표현가능한 감정의 범위가 제한되고 이것 자체가 감정노동 및 이로 인한 감정 부조화를 가중시킬 것임을 추측할 수 있다(김태욱, 2011; Diefendorff & Gosserand, 2003). 또한 본 연구에서 얻은 보육교사의 감정노동과 직무스트레스 간의 정적 상관성은 보육교사와 마찬가지로 감정노동자라고 할 수 있는 간호사(박미미, 한숙정, 2013; 한숙정, 윤오순, 권명순, 송명선, 2011), 경찰관(성영태, 2013), 노인생활시설(이화연, 2011) 및 호텔(배은주, 2012) 종사자 등을 대상으로 한 연구결과를 지지하였다. 감정노동은 표현 지향점에 대한 상대적 비중을 놓고 볼 때 개인 자신의 감정 보다는 조직에 소속된 한 구성원으로서 상위 조직 또는 조직이 응대하는 소비자가 요구하는 감정을 표현하는 데 할당되어 있고, 감정 노동 및 이로 인해 발생하는 감정부조화 역시 역할 스트레스의 한 유형이므로(Morris & Feldman, 1996) 감정노동과 직무스트레스의 관련성은 쉽게 짐작 가능한 당연한 결과라고 볼 수 있겠다.

한편, 자신에게 주어진 자율성이 높다고 지각할 경우 직무스트레스를 낮게 보고한 본 연구의 결과는 간호사를 대상으로 자율성과 직무스트레스와의 부적 상관성을 보고한 연구(문현숙, 1998)와 일치하였으며, 자율성이 직무스트레스 모두를 설명하는 것은 아니지만 직무스트레스의 일부분과 부적으로 연결된다는 연구(김영신, 2012)와 그 맥을 같이 하였다. 그리고 조직의 혁신을 제안하면서 무엇보다 직무에서 의사결정에 대한 자율성이나 통제권이 보장되지 않을 때 강력한 스트레스를 경험할 수밖에 없다는 권고(Coetzz & De Villiers, 2010)에 대해 본 연구는 자율성과 직무스트레스의 직접적인 부적 상관성을 보여줌으로써 입증하였다. 그리고 지금까지 살펴본 본 연구와 관련한 이러한 선행연구들에서 보육교사에 관한 연구는 매우 미비하였는데, 물론 양적으로나 질적으로 보다 지속적인 연구가 이루어져야 하겠지만 본 연구에서 얻은 결과는 보육교사가 현재 겪고 있는 어려움과 보육교사 전문성 신장의 필요성을 간접적으로 제시한다고 볼 수 있다. 주로 서비스 직종을 중심으로 강조 되던 감정노동이 이제 전문직으로 그 영역이 확대되고 있듯이 가르치는 일에는 감정노동이 포함될 수밖에 없고(Hargreaves, 2002), 자율성은 개인적으로는 업무상의 의사결정과 판단에 필요한 전문적인 기술과 지식을 필수요건으로 장기간의 교육훈련을 통해 준비해야만 얻을 수 있으며(지성애, 유형숙, 2001) 대외적으로는 제도적 여건, 사회적 인식 및 전망이 보장되어야 하기 때문이다.

둘째, 보육교사의 감정노동은 직무스트레스에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 특히 자율성은 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향관계에 있어서 완충효과를 나타내었다. 감정노동의 직무스트레스에 대한 영향은 본 연구대상과 유사하게 어린이집 및 유치원 교사를 대상으로 한 연구결과(이영미, 2013; 이종각, 2013)와 일치하였다. 이는 또한 교수에 주목적이 있다는 면에서 유사한 역할을 맡고 있는 중고등교사(임지윤, 2011), 신체적ㆍ정신적ㆍ사회적 기능 및 능력이 쇠퇴한 노인을 대상으로 하기에 클라이언트에 대한 친근감이나 공손함, 공감성, 반응성 등이 기대되어 끊임없는 감정노동에 노출되어 있는 노인생활시설 종사자(이화연, 2012), 그 밖에도 경찰관(성영태, 2013)이나 외식기업 및 호텔 종사원(배은주, 2012, 황규용, 2013) 등을 대상으로 한 연구를 지지하는 결과였다. 국외에서는 이미 다양한 대상을 중심으로 연구가 진행되어 감정노동을 직무스트레스를 일으키는 유력한 잠재적 자원으로 인식하고 있고(Adelmann, 1995; Pugliesi, 1999) 본 연구의 결과와 국내의 선행 연구의 결과를 종합해 볼 때에도 감정노동이 직무스트레스에 영향을 미친다는 것은 재론의 여지가 없어 보이므로, 감정노동은 직무스트레스에 대한 강력한 예측인자로 판단해야 할 것이다.

더불어 이러한 감정노동과 직무스트레스의 불가분의 관계에도 불구하고, 자율성은 보육 교사의 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향에 있어서 조절역할을 하는 것으로 나타났으며 그중에서도 감정노동이 직무스트레스에 미치는 부정적 영향력을 완충하는 기능을 하였다. 이는 높은 수준의 감정노동이 요구되는 직무에서 자율성이 감정소진을 경감시키도록 조력하여 부정적 영향을 상쇄한다는 연구(Bono & Vey, 2005; Wharton, 1993)를 지지하는 결과로서, 자율성이 높은 경우 감정노동이 심하다 할지라도 직무스트레스에 큰 영향을 받지 않는다는 자율성의 보호적 성격에 해당 한다. 따라서 자율성은 감정노동에서 오는 역기능적 힘의 강도를 완화시켜 직무스트레스를 중재하고 원하는 직무목표 및 개인성장을 도모하는 직무자원으로 간주할 수 있을 것이다. 또한 앞서 선행연구들이 감정노동의 직무스트레스에 대한 부정적 영향력을 주장한 것이나 감정노동 수행이 자아에 부정적 영향을 미쳐 자기소외를 야기한다는 Hochschild(1983) 의 소외가설과 달리, 생리적ㆍ심리적 손실을 가져오는 직무요구인 감정노동이 발생할 때 종사자의 직무자원 보유여부에 따라, 즉 보육 교사가 지각하는 자율성의 정도에 따라 감정노동이 직무스트레스에 미치는 영향력이 부정적 또는 긍정적으로 달라질 수 있음을 시사한다. 요컨대, 직무수행 과정에서 일정한 재량을 가질수록 감정노동 수행 과정에서도 자신의 진실된 자아를 더 많이 개입시킴으로써 감정 부조화가 발생할 여지를 줄이거나 혹은 상대와 자신의 성격이나 스타일에 따라 적절한 감정적 대응과 조정을 해 나감으로써 감정노동의 심각성을 완화시켜 받아들일 가능성이 크다고 볼 수 있다(김태욱, 2011).

이에 본 연구는 직무스트레스의 경로를 통해 감정노동의 위험성을 알리고 이를 해결할 수 있는 개선책으로 자율성을 제시함으로써, 보육의 질을 좌우하는 가장 중요한 변인인 보육교사의 인적 관리 프로그램 구성과 제도적 발전방향에 기초자료 및 아이디어를 제공했다는 데 그 가치가 있다. 많은 연구자들이 교사의 감정은 가르침, 교수에 있어서의 마음가짐이나 교사의 삶에서의 감정과 일치를 이루는 것이기에 교사에게 있어 교수는 지식이나 기술적 능력이기 이전에 정서적인 성격을 띠는 것으로 의견일치를 보이고 있다(Isenbarger & Zembylas, 2006; Yin, Lee, Zhang, & Jin, 2013). 게다가 보육교사는 이러한 교수자의 역할 외에도 상담자, 대리양육자, 보호자, 행정실무가 등 보다 다양한 역할을 수행해야 하고, 이 과정에서 가장 중요하게 기대되는 교사의 긍정적인 상호작용 역할은 영유아의 정서적 발달을 도모하기 위해 일정한 기준과 규범에 준하는 정서표출을 요구하기 때문에(이종각, 2013), 감정노동은 보육교사에게 요구되는 피할 수 없는 직무특성이다. 그리고 보육교사에게는 영유아와의 직접적 상호작용을 통해 일어나는 다양한 일들에 대한 즉각적 대처와 빠른 결정은 필수적이기에, 자신의 직무에 대해 책임을 지고 권한을 발휘하는 자율성은 감정노동의 역기능을 중재하여 자신의 직무에 통제감을 가진다는 의미에서도 매우 중요하다고 할 수 있다.

이와 같은 관점에서 볼 때, 감정노동과 직무스트레스 사이에서 자율성의 완충효과를 밝힌 본 연구의 결과는 직무통제 능력이 직무 요구에 의한 스트레스 반응을 조절하고 감소시키는 핵심기전이라고 설명한(Karasek & Theorell, 1990) 직무스트레스에 관한 요구-통제 모형(demands-control model)에 의해서도 지지될 수 있다. 여기서 직무통제력(job control) 은 본 연구의 자율성에 해당하는 개념으로 크게 의사결정권(decision authority)과 기술재량 (skill discretion)으로 분류될 수 있는데(조성일, 엄기두, 2007), 제도권에서 보장되는 의사결정 권뿐만 아니라 정책보조는 물론, 개인의 노력 여하에 달려있는 기술재량이 함께 할 때 진정한 자율성이 획득됨을 주목하고 보육에 대한 시스템 구축에 임해야 할 것이다.

즉 자율성은 교사가 갖는 복합적인 특성으로 조직구조와 개인의 전문성을 통해 보장된 다고 볼 때(Schutzenhofer, 1983), 정책보조나 시스템 구축 등 환경적 여건 개선이 지속적으로 추진되는 가운데 의사결정권의 경우 원장이나 원감과 같은 기관장의 적극적이고 긍정적인 인식 개선이 필요하며, 기술재량의 경우 의무적인 교사교육이나 보수교육에서 나아가 교사의 요구조사를 바탕으로 한 새로운 교육목적에 부합하는 과정으로 재편성되고 동일한 학습목적을 지닌 교사집단의 지원을 통한 긴밀한 사회관계망을 장려하거나 멘토제를 권장함으로써(정명선, 2013) 충족될 수 있다. 동료, 선배, 관련 전문가와의 의견 공유와 조언 제공은 전문성을 향상시키고 협동적인 조직의 분위기 및 관계를 향상시키는 원동력으로, 제도권적인 보장으로 이동하기 이전에 서로간의 자율성을 고취하는 문화를 자연스럽게 조성할 수 있기 때문이다. 따라서 직무특성에서 야기 되는 감정노동을 완전히 제거할 수는 없다 하더라도, 유능성 및 전문성 신장과 훈련을 통해 충분히 부여되고 개발될 수 있는 자율성(Broughton, 2010)의 역할은 보육교사의 감정노동 및 스트레스 관리에 있어 적극적으로 활용 되어야 할 것이며, 이는 교사 개인의 발전의 발전과 궁극적으로 교육의 질 향상에도 기여할 수 있을 것으로 판단된다.

끝으로 본 연구의 제한점과 이를 보완하기 위한 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 연구대상을 보육교사로 한정하고 있고 대상자 선정에서 지역적 한계를 가지고 있으므로 결과를 일반화하는 데 제약이 있다. 보육교사를 대표할 수 있도록 기관유형 및 지역에 따른 안배가 필요하며, 감정노동에 대한 연구동향은 서비스업에서 전문직 종사자로 나아가고 있으므로 보다 심층적이고 확대된 사례수집이 요구된다. 둘째, 본 연구는 설문지를 통해 동일 시점에서 자료 수집을 한 횡단연구이므로 정교한 척도 개발과 함께 이러한 양적 연구를 보완할 수 있는 관찰 및 면담과 같은 보조 장치에 대한 고려가 있어야할 것이다. 셋째, 본 연구는 자율성의 완충효과를 밝힘으로써 개선책을 제시하고자 하였으나 결국 이는 감정노동의 부정적인 면에 초점을 둔 것이므로 감정노동의 긍정적ㆍ부정적 양면을 검토하는 작업을 바탕으로 보육교사를 지원할 수 있는 프로그램 개발과 같은 미시적 대안과 근무환경 및 정책방향 개선과 같은 거시적 대안이 구체적이고 실질적으로 탐색되어야 한다.