전국 청소년상담복지센터에서 현재 활동 중인 청소년동반자를 대상으로 연구를 실시하였다. 서울 소재 청소년상담복지센터는 직접 방문하여 설문지를 전달 및 수거하였고, 서울외 지역에서는 사전 연락하여 연구에 동의한 센터에 우편으로 설문지를 배송하여 수거하였다. 설문지는 총 389부를 배부하여 268부가 회수되었고(수거율 69%) 이중 불성실하게 응답한 4부를 제외한 총 264부가 연구에 최종 사용되었다. 이중 여자는 223명(84.5%), 남자는 41명(15.5%)이었으며 연령은 평균 38세(SD = 9.20)이었고 대부분 상담 및 심리학(67.8%)과 사회복지학(14.8%)을 전공한 것으로 나타났으며 85%가 시간제 근무자였다. 지역별 연구대상 비율은 서울 및 수도권이 56%, 그 외 지방 중소도시가 44%로 나타났다. 청소년동반자 평균 경력은 20개월(SD=16.4)이었다.

직무환경 스트레스

Jayaratne와 Chess(1983)가 상담실의 직무환경 특성을 측정하기 위해 개발한 척도의 한글판(윤부성, 2000)을 이용하여 청소년동반자의 직무환경 스트레스를 측정하였다. 본 척도는 총 19문항으로 4개의 하위 영역인 도전기회 부족, 역할 갈등, 역할 모호, 업무 과다로 구성되어 있으며 5점 리커트 척도로 이루어져 있다(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다). 직무환경 스트레스 척도가 본 연구에서 예상했던 하위 영역으로 적용되는지를 알아보기 위해 사각회전을 이용한 주축요인분석과 보다 객관적인 요인수의 확보를 위해 parallel 분석(Wood, Tataryn, & Gorsuch, 1996)을 실시하였다. 그 결과 본 연구 대상에는 3요인이 더 적합한 것으로 나타났고 업무 과다 3문항(예: “수행해야 할 업무가 아주 많다.”), 역할 모호/도전기회 부족 6문항(예: “내가 하는 일에 대한 자유재량권이 있다.”[역 채점 문항])그리고 역할 갈등 4문항(예: “내 판단과 상반된 일을 해야 할 때가 있다.”)으로 재구성했다. 세 요인의 신뢰도(Cronbach's α)는 순서대로 각각 .83,.67과 .74이었다.

소명의식

청소년동반자의 소명의식을 알아보기 위해 Dik, Eldridge와 Steger(2008)의 Calling and Vocation Questionnaire(CVQ)를 심예린과 유성경 (2012)이 국내에서 타당화한 한국판 소명척도를 사용하였다. 소명척도는 초월적 부름(예: “나는 내가 현재 있는 분야의 일에 부름 받았다고 믿는다.”),목적의미(예: “나의 일은 내 삶의 목적을 실현하도록 도와준다.”), 친사회적 지향(예: “나의 일은 공익에 기여한다.”)의 3개 하위척도로 각각 4문항씩 총 12문항의 4점 리커트 척도(1 = 전혀 해당되지 않는다, 4 = 전적으로 해당된다)로 구성되어 있다. 사각회전을 이용한 주축요인분석과 parallel 분석(Wood et al., 1996) 결과 본 연구에는 2요인이 더 적합한 것으로 드러났고 목적의미 8문항과 초월 3문항의 2요인으로 재구성하였다. 두 요인의 신뢰 도(Cronbach's α)는 각각 .88과 .80이었다.

집단자존감

청소년동반자라는 집단에 속한 개인의 집단 자존감을 측정하기 위해 Crocker와 Luhtanen(1990)이 개발한 집단자아존중척도(CSES)를 김혜숙(1994)이 한글로 번안한 척도를 사용하였다. 집단자존감 척도는 집단멤버십(예: “나는 내가 속한 집단에서 가치 있는 구성원이다.”), 사적자존감(예: “일반적으로 나는 내가 속한 집단들의 구성원이라는 사실이 자랑스럽다.”), 공적자존감(예: “다른 사람들은 내가 속한 집단이 무능한 집단이라고 본다.”), 정체감(예: “내가 속한 집단은 내가 어떤 사람인가에 대해 나의 의식에 중요하지 않다.”)의 4개의 하위요인으로 각각 4문항씩 총 16문항의 5점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다)로 구성되어 있다. 본 연구에서는 청소년동반자를 청소년상담복지센터의 구성원으로 보다 범국가적 범위에서의 청소년동반자 차원으로 설문지의 “집단”이라는 말을 “청소년동반자 집단”으로 구체적으로 언급하여 사용하였다. 역시 사각회전을 이용한 주축요인분석과 parallel 분석 결과 본 연구에는 총 3요인이 더 적절한 것으로 나타났으며 집단멤버십 6문항, 공적자존감 3문항 그리고 정체감 6문항으로 재구성 하였다. 세 요인의 신뢰도(Cronbach's α)는 순서대로 각각 .82,.80과 .79였다.

심리적 소진

청소년동반자의 심리적 소진을 측정하기 위해 Counselor Burnout Inventory(CBI: Lee et al., 2007)를 Yu, Lee와 Nesbit(2007)가 한글로 타당 화한 한국판 상담자 소진척도(Korean Counselor Burnout Inventory: K-CBI)를 사용하였다. 상담자 소진척도는 총 20개의 문항으로 이루어져 있으며 신체적 피로감(예: “상담자라는 직업 때문에 어깨와 등이 뻣뻣해졌다.”), 무능감(예: “나는 내가 능력이 없는 상담자로 여겨진다.”), 비협조적인 업무환경(예: “나는 직장에서 불공정한 대우를 받고 있다.”), 내담자의 가치저하(예: “나는 내담자와 그들의 문제에 관심이 점점 없어진다.”), 사생활 악화(예: “나는 상담자로 일하면서 가족에게 소홀해져간다.”)의 5개 하위 요인의 5점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다)로 구성되었다. 본 연구에서는 “상담자”를 “청소년동반자”로 구체적으로 언급하여 사용하였다. 사각회전을 이용한 주축 요인분석과 parallel 분석 결과 본 연구에는 총 3요인이 더 적절한 것으로 나타나, 무능감 8문항, 사생활악화 및 피로 5문항 그리고 비협조적 업무환경 4문항으로 재구성하였으며 각 요인별 신뢰도는(Cronbach's α) 순서대로 .89, .84와 .79이었다.

본 연구는 SPSS 19.0과 AMOS 19.0프로그램을 이용하여 다음과 같은 절차에 의해 자료를 분석하였다. 첫째, 주요 변수들의 타당도와 신뢰도를 각각 요인분석과 산출된 내적 합치도(Cronbach's α)를 통해 검증하고 기술통계 분석을 토대로 자료의 이상치 및 정규성을 검토하였다. 둘째, 잠재변인 및 측정변인 간의 관련성을 상관분석을 통해 알아보았다. 셋째, 직무 환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계에서 집단자존감과 소명의식의 매개효과를 검증하기 위해 구조방정식을 이용하여 모형을 확인 하였다. 구조방정식의 2단계 접근법(Anderson & Gerbing, 1988)에 따라, 측정변인들이 잠재변인을 적절히 구인하는지 확인한 후 구조모형의 전체 적합도 및 간접 경로의 유의도를 검증하였다. 모형의 적합도는 비교 적합도 지수(Comparative Fit Index: CFI)(Bentler, 1990)와 Tuker-Lewis Index(TLI)가 0.9이상이고 Root Mean Squared Error Approximation(RMSEA)가 0.08이하 (MacCallum, Browne, & Sugawara, 1996)일 때 적합한 모형으로 판단하였다. 부스트래핑(Bootstrapping) 방법(Shrout & Bolger, 2002)과 Sobel 검증을 통해 연구모형의 매개효과가 갖는 유의확률을 검증하였다.

구체적인 분석에 앞서 기술통계 분석을 통해 연구 변인들의 이상치 및 정상성을 확인하였다. 그 결과 각 변인들의 이상치는 나타나지 않았으며 왜도 및 첨도의 절댓값이 모두 1 미만으로 정상성 가정을 충족함을 확인하였다 (Curran, West, & Finch, 1996). 직무환경 스트레스, 심리적 소진, 집단자존감 그리고 소명의식 간의 상관관계 분석 결과 직무환경 스트레스와 심리적 소진 사이에는 강한 정적 관계 (r = .54, p<.01)가 나타났고 직무환경 스트레스와 집단자존감 간에는 유의한 부적 관계 (r = -.23, p<.05)가 나타났다. 소명의식은 부적인 관계 경향성을 보이기는 했으나 통계적으로 유의하지 않았다. 반면 심리적 소진과 집단자존감(r = -.38, p<.01), 심리적 소진과 소명의식(r = -.14, p<.05)간에는 둘 다 부적으로 유의한 상관관계가 있었다. 끝으로 집단자존감과 소명의식은 유의한 정적 상관을 보였다(r = .38, p<.01)(표 1참조).

직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계에서 집단자존감과 소명의식의 매개효과 검증에 앞서 네 개의 잠재변인(직무환경 스트레스, 소명의식, 집단자존감, 심리적 소진)에 대한 측정모형 검증을 실시하였다. 이를 위해 4개의 잠재 변수 간 상관을 허락하고 확인적 요인분석을 실시하였다. 측정변인의 모든 관찰변인들의 요인 부하량이 .50-.90 수준으로 나타났으며, p = .001수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났으나 모형 적합도를 분석한 결과 χ² = 171.98, df = 38, CFI = .847, TLI = .779, RMSEA = .16으로 수용 가능하지 않은 모형으로 드러났다. 수정지수 분석을 통해 확인해본 결과 직무환경 스트레스 잠재변인의 역할 모호 측정변인과 심리적 소진 잠재변인의 무능감 측정변인이 집단자존감과 소명의식에 이중 적재될 가능성이 드러났다. 본 연구의 목표인 직무환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계에서 집단자존감과 소명의식의 매개효과를 보다 분명히 알아보기 위해 독립변인인 직무환경 스트레스와 종속변인인 심리적 소진과 중복 적재되는 매개변인인 집단자존감, 소명의식의 두 측정변인을 제거하고 확인적 요인분석을 재실시하였다. 그 결과 χ² = 57.20, df = 21, CFI = .94, TLI = .90, RMSEA = .08로 모든 적합도 지수가 양호한 것으로 나타나 본 연구에서 설정한 측정 모형의 적합성을 확인하였다. 결과적으로 직무환경 스트레스는 업무 과다 (M = 2.95, SD = .77)와 역할 모호/도전기회 부족(M = 2.83, SD = .68)의 측정변인으로, 소명의식은 목적의미(M = 2.62, SD = .53)와 초월(M = 2.29, SD = .71)의 측정변인으로 집단자존감은 집단 멤버십(M = 4.09, SD = .54), 공적자존감(M = 4.06, SD = .65), 정체감(M = 3.63, SD = .56)의 측정변인으로 그리고 심리적 소진은 부정적 감정(M = 2.31, SD = .78)과 사생활 악화(M = 2.64, SD =.79)의 측정변인으로 구성하였다. 잠재변인별 모든 측정변인의 요인 부하량은 .50-.90 수준으로 나타났으며, p = .001수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

측정모형의 적합성을 확인한 후 집단자존감과 소명의식의 매개효과 검증을 위해 구조모형 적합성 검증을 실시하였다. 먼저 연구가설 대로 연구모형은 직무환경 스트레스가 소명의식, 집단자존감을 통해 심리적 소진에 영향을 미치는 모든 경로를 고려하였다. 그 결과 연구모형은 괜찮은 적합도를 보였다(χ² = 81.7, df = 36, CFI = .930, IFI = .933 TLI = .871, RMSEA = .069). 그림 1에서 보이는 것과 같이 직무환경 스트레스와 소명의식, 그리고 소명의식과 심리적 소진의 경로계수를 제외한 모든 경로계수가 p<.001 수준에서 유의했다. 구체적으로 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 표준화 계수는 .80으로 직무환경 스트레스와 집단자존감의 표준화계수는 -.25 그리고 집단자존감과 심리적 소진의 표준화 계수는 –.30으로 직무환경 스트레스가 높게 지각될수록 청소년 동반자는 더 높은 수준의 심리적 소진을 보고 하였으나, 집단자존감이 높을수록 더 낮은 수준의 직무 환경 스트레스와 심리적 소진을 보고하였다. 가설 1의 직무환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계에서 집단자존감의 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부스트래핑과 Sobel 검증을 실시하였다. 그 결과 집단자존감이 직무환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계를 부분 매개하는 것으로 밝혀졌다, Sobel’s z = 2.03, p = .04; 간접효과 = .086,95% 신뢰구간 .035 ~ .318. 소명의식과 직무환경 스트레스 그리고 소명의식과 심리적 소진의 경로계수 모두 유의하지 않았고, 가설 2의 직무환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계에서 소명의식의 매개효과는 없는 것으로 나타났다. 그러나 소명의식과 집단자존감의 표준화 계수는 .48로 소명의식이 높을수록 청소년동반자의 집단자존감이 높은 것으로 나타났고 집단자존감은 소명의식과 심리적 소진의 관계를 완전 매개 하는 것으로 밝혀졌다, Sobel’s z = –2.61, p = .009; 간접효과 = -.142, 95% 신뢰구간 -.630 ~ .027(표 2참조).

본 연구는 선행연구 결과들을 토대로 청소년동반자의 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계에서 집단자존감과 소명의식의 매개역할을 검증하고자 하였다. 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 가설 1에서와 같이 청소년동반자의 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계를 집단자존감이 부분매개 하는 것을 발견하였다. 직무환경 스트레스는 청소년동반자의 심리적 소진을 설명하는 가장 강력한 변인 중 하나로 연구되어 왔으며(양재원 등, 2010; 윤아랑, 정남운, 2011; 이영순 등, 2009) 본 연구에서도 직무환경 스트레스가 청소년동반자의 소진을 직접 설명하는 중요한 요인임을 다시 한 번 확인하였다. 그러나 본 연구에서는 위의 결과와 더불어 청소년동반자가 지각하는 집단 자존감이 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계를 부분적으로 설명할 수 있음을 경험적으로 확인하였는데 직무 환경 스트레스가 높을수록 청소년동반자의 집단 자존감은 낮아졌으며, 집단자존감이 낮아질수록 청소년동반자는 더 높은 수준의 심리적 소진을 경험하는 것으로 나타났다. 이는 박한샘, 고은영(2009)의 청소년동반자의 활동에 관한 질적 연구에서 그들의 심리적 소진과 같은 현상을 이해하는 데 있어 정체성 혼란이 가장 중심이 되는 변인임을 발견한 결과와 일치한다. 또한, Yu, Lee와 Lee(2007)가 북미 상담자를 대상으로 실시한 직무환경 불만족과 심리적 소진의 관계에서 집단자존감의 부분 매개효과를 알아본 연구 결과와도 일치한다.

둘째, 소명의식이 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계를 부분 매개할 것이라는 가설 2는 본 연구에서 지지되지 않았는데, 소명의식에 따라 청소년동반자의 직무환경 스트레스는 달라지지 않았으며 소명의식 수준에 따라 심리적 소진의 수준도 차이가 없었다. 이는 박한샘과 고은영(2009)이 소명의식을 청소년동반자들이 경험하는 직무환경 스트레스와 심리적 소진과의 관계를 중재하는 변인으로 제시한 연구결과와 다르다. 그 원인으로 먼저 두 연구의 방법론적 차이에 있을 수 있다. 박한샘과 고은영(2009)의 연구는 청소년동반자 15명을 심층면접 하는 질적 연구 방법을 통해 청소년동반자들의 핵심경험을 연구하였고, 본 연구는 전국에서 표집 된 260여명의 청소년 동반자들을 대상으로 박한샘과 고은영(2009)이 질적 연구에서 얻은 가설을 보다 일반화하고 변인들 간의 구조적 관계를 알아보기 위해 양적 연구를 실시하였다. 그 결과 직무환경 스트레스 수준이 높은 청소년 동반자의 경우, 심리적 소진에 있어 소명의식보다는 청소년동반자 집단의 한 구성원으로서의 정체감이 더 큰 역할을 하는 것으로 나타났다. 이는 직무 환경 위험요인이 많고, 집단정체성의 혼란이 빈번히 경험되는 상황에서 소명의식만으로 청소년동반자들이 느끼는 직무 관련 스트레스나 심리적 소진을 완화하는 것이 어렵기 때문일 수도 있다. 그렇다고 소명의식이 청소년동반자들의 심리적 소진과 완전히 관련이 없는 것은 아니었다. 비록 소명의식이 직무환경 스트레스나 심리적 소진에 미치는 직접적인 영향력은 없었으나 본 연구에서는 소명의식이 높을수록 청소년동반자들의 집단자존감이 높았으며 집단자존감이 높을수록 청소년동반자의 심리적 소진수준은 낮았다. 즉, 박한샘, 고은영(2009)의 연구에서 제시한대로 소명의식은 청소년동반자의 정체성 혼란을 완화시키는 것으로 나타났고, 청소년동반자의 집단자존감을 매개로 소명의식은 이들의 심리적 소진에 간접적 영향력을 갖는 것으로 나타났다. 이 결과는 비록 심리적 소진을 직접적으로 살펴보진 않았지만, 심리적 소진과 상반되는 관계로 개념화될 만큼 강한 부적 관계를 지닌(Alarcon, 2011) 직업 만족도와 소명의식 간의 관계에 관한 최근 연구 결과와 일치하는 것이며 Duffy 와 동료들은 그들의 최근 연구에서(2011, 2012) 소명의식이 직무만족과 직접적으로 상관이 있기보다 근로자의 일의 의미발견과 직업 정체성과 같은 변인의 완전매개를 통해 직무만족과 상관이 있음을 밝힌 바 있다. Hirschi(2012) 역시 그의 500여명의 고학력 독일인 근로자들의 소명의식은 직업 정체성과 일의 의미발견을 매개로 그들의 직무 몰입도에 유의하게 관련이 있음을 발견했다.

본 연구는 청소년동반자가 직무환경 스트레스에서 겪는 심리적 소진에서 청소년동반자의 집단정체성의 중요성을 경험적으로 확인한 연구라는 데 의의가 있다. 전통적인 심리 상담에서 벗어나 내담자를 찾아가는 상담모형과 고위험군 청소년 집단으로 구성된 내담자 집단에게 상담 서비스를 제공하면서 빈번하게 부딪히는 위기개입과 같은 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계에서 청소년동반자의 심리적 소진이 비단 직무환경 스트레스에서만 오는 것이 아닌 청소년동반자의 전문가 집단으로서의 정체성 혼란으로도 부분적으로 설명될 수 있음을 밝혀냈다. 청소년동반자 프로그램이 7여 년간 실행되어 오면서 위기 청소년이 당면한 심리/사회적 적응문제에 효과적인 개입임이 증명되어 왔지만 보다 효과적으로 프로그램을 진행시키기 위해서는 청소년동반자가 전문가 집단으로서의 정체성을 확립하는 것이 무엇보다도 중요할 것이다. 예를 들면, 수퍼비전이나 센터를 통한 지속적인 지원을 통해 청소년동반자가 상담심리학의 개인 심리 상담 서비스와 사회복지의 지역사회 자원 네트워크 개입의 두 학제적 접근 사이에서 정체성 방황이 아닌 통합적인 전문가로서 정체성을 확립할 수 있도록 돕는 것이 그들의 심리적 소진과 이로 인한 빈번한 이직을 사전에 예방할 수 있는 한 방편이 될 수 있을 것이다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구가 그동안 미비 했던 청소년동반자의 심리적 소진 연구에 관한 이해를 더한 것에는 의의가 있으나 청소년 동반자의 심리적 소진이나 직무만족을 이해하기 위해서는 그 관계를 설명할 다양한 변인에 관한 연구가 필요하다. 예를 들면, 청소년동반자를 일반 심리상담자 혹은 사회복지사와 비교하여 이들이 경험하는 심리적 소진이나 직무만족의 공통점과 특수성이 연구될 수 있다. 본 연구에서 집단 정체성이 청소년동반자의 심리적 소진과 직무환경 스트레스를 설명하는 중요한 매개변인임이 밝혀졌으나 일반 심리상담자에게는 집단 정체성만큼 소명의식도 중요한 매개변인일 수 있다. 또한, 본 연구에서 집단 정체성을 사회/집단 정체성 이론에 근거하여 Crocker와 Luhtanen(1990)의 집단자존감으로 측정하였는데 이에 개인이 자신의 능력, 가치, 존재를 평가하는 개인자존감이 영향을 미칠 수 있다. 즉, 집단에 대한 자존감이나 정체성과 상관없이 개인 자존감이 낮거나 높은 청소년동반자는 자신의 직업에서 심리적 소진을 다르게 경험할 수 있다. 따라서 후속연구는 개인자존감과 집단자존감을 동시에 측정하여 청소년동반자의 심리적 소진을 어떻게 설명하는지 고찰해 볼 수 있을 것이다. 둘째, 본 연구는 청소년동반자의 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계에서 집단자존감의 매개효과는 확인되었으나 소명의식의 매개효과는 발견하지 못했다. 지금까지 국내외 소명의식과 심리적 소진에 관한 연구는 질적 연구가 대부분이고(Vinje & Mittlemark, 2007) 경험적 연구는 거의 없다. 따라서 직무환경 스트레스와 심리적 소진의 관계에서 소명의식의 역할에 대한 이해를 위해 후속연구에서는 소명의식의 매개변인으로서의 역할 뿐 아니라 조절변인으로의 가능성에 대한 탐색이 필요하다. 본 연구에서 소명의식의 매개효과가 나타나지 않은 다른 이유로는 본 연구의 대상인 청소년동반자의 특수성, 즉 청소년동반자들이 경험하는 직무 환경 고위험수준과 정체성 혼란 때문에 나타난 결과일 수 있다. 따라서 본 연구결과의 일반화를 위해서는 일반상담자들을 포함한 다른 직업군에서의 추가 연구가 필요하다. 셋째, 심리적 소진은 일회적인 사건이라기보다 지속적인 과정이다. 따라서 본 연구는 횡단적인 연구였으나 청소년동반자가 활동을 시작하고 시간이 흐르면서 어떠한 과정을 거쳐 심리적 소진을 경험하는지에 대한 종단적인 연구를 시행할 필요가 있다.