간이 직무스트레스 척도 예비문항 개발은 2011년 10∼12월, 부산관내 병원, 운송업계, 일반제조업종에 근무하는 관리감독자 159명을 대상으로 실시하였다. 탐색적 요인분석은 2012년 3∼4월, 부산 관내 제조업 근로자 192명을 대상으로 실시하였으며(남자 161명, 여자 31명, 평균 44.01세, 표준편차10.32), 검사-재검사 신뢰도 분석은 2012년 7∼8월, 제조업 근로자 69명을 대상으로 실시하였다(남자 69명, 평균 40.83세, 표준편차 8.64). 마지막으로 준거타당도 분석과 위계적 회귀분석은 2012년 7∼8월, 부산, 경남지역 근로자 715명을 대상으로 실시하였다(제조업 298명, 비제조업 417명, 남자 577명, 여자 138명, 평균 40.79세, 표준편차 8.12).

스트레스 반응성 척도. 고경봉, 박중규, 김찬형(2000)이 개발한 것으로 스트레스에 대한 심리적 반응을 평가하기 위한 총 39문항의 척도이다. 긴장, 공격성, 신체화, 분노, 우울, 피로, 좌절의 7가지 하위요인으로 구성되어 있다. 5점 평정척도로 응답하게 되어 있으며 본 연구의 내적일치도(Cronbach's α)는 .96으로 나타났다. 점수가 높을수록 스트레스에 반응하는 정도가 민감하므로 스트레스 수준이 높다고 할 수 있다.

한국인 직무스트레스 척도. 한국산업안전보건공단(2003)에서 개발하였으며 근로자 개인적으로 또는 회사 전체의 직무스트레스 수준을 평가하기 위한 총 43문항의 척도이다. 물리적 환경, 직무 요구, 직무 자율, 관계 갈등, 직무 불안정, 조직 체계, 보상 부적절, 직장 문화 등 8개 하위요인으로 구성되어 있으며, 4점 평정척도로 응답하게 되어 있다. 점수가 높을수록 스트레스 요인이 많은 것으로 판단하여 스트레스 수준이 높다고 할 수 있으며 본 연구의 내적일치도(Cronbach'α)는 .85로 나타났다.

삶의 만족도. 전반적인 삶에 대해 만족하는 정도를 측정하기 위한 척도이며 총 5문항으로 7점 척도로 평정하도록 되어 있다(Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 1985: 한상미, 2012에서 재인용). 본 연구에서는 조명한과 차경호(1998)과 번안하고 한상미(2012)의 연구에서 사용한 척도를 사용하였으며, 내적일치도(Cronbach'α)는 .88로 나타났다. 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높은 것을 의미한다.

간이 직무스트레스 척도의 예비문항 개발을 위해 참여자에게 개방형 질문지를 제공하고 직무스트레스 요인에 대해 자유롭게 기술하도록 하였다. 총 299개의 직무스트레스원을 얻었으며, 심리전문가(심리학 대학원 박사과정 2명, 박사학위자 2명)가 포함된 연구진이 검토하여 최종 예비문항을 구성하였다. 예비문항의 요인구조를 파악하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 주축분해법을 이용하여 요인을 추출하고, 스크리(scree) 검사를 실시하였다. 바틀렛 검정과 Kaiser-Meyer-Olkim(이하 KMO) 표본적합도를 이용하여 단위행렬 점검을 실시하였으며, 비슷한 요인부하량을 분류하기 위해 직각회전(varimax)을 실시하였다.

신뢰도 분석은 참여자의 학습효과를 배제하기 위해 4주간격으로 검사-재검사를 실시하였으며 1차검사와 2차 검사(재검사)에 대한 평균 및 표준 편차, 상관관계를 분석하였다. 준거타당도 분석은 강동묵 등(2005)이 언급한 직무스트레스의 정의에 따라 사업장에서 주로 활용되고 있으며 직무스트레스의 환경적 요인을 측정하고 있는 한국인 직무스트레스 척도와 스트레스에 대한 근로자의 신체적, 정서적 반응을 측정하는 스트레스 반응성 척도, 그리고 전반적인 삶의 만족도 척도와 간이직무스트레스 척도간의 상관관계를 분석하였다. 또한 상호교섭 과정 모형에 따라 대표적인 직무스트레스 유발 선행조건과 이에 대한 스트레스 반응으로 구성한 간이 직무스트레스 척도의 영향력을 알아보기 위해 간이 직무스트레스 척도 하위요인을 독립변인으로 한국인 직무스트레스 척도와 스트레스 반응성을 종속변인으로 하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 자료분석은 SPSS 19.0과 SAS 9.0을 사용하였다.

예비문항 개발. 참여자들에게 직무스트레스 요인을 자유롭게 기술하도록 한 결과, 299개의 직무스트레스 문항을 얻었으며 연구진의 검토를 거쳐 최종 20개의 예비문항을 구성하였다. 예비문항 구성기준은 첫째, 상호교섭과정 모형에 따라 대인관계, 직무관련 요인, 예측불가능을 대표적인 직무스트레스 유발 선행조건으로 선정하고, 이에 대한 근로자의 평가 및 대처, 그리고 스트레스 반응에 해당하는 내용을 중심으로 구성하였다. 둘째, 개방형 설문조사 결과에서 근로자들이 주로 많이 응답한 내용을 우선 선정하고, 응답 빈도가 낮은 주제는 삭제하였다. 셋째, 응답빈도가 높은 주제 내에서 중복되는 내용을 중심으로 근로자들이 응답한 문구를 활용하여 문항을 구성하였다. 구성된 예비문항은 전혀 그렇지 않다(0점), 그렇지 않다(1점), 중간이다(2점), 그렇다(3점), 아주 그렇다(4점)으로 이루어진 리커트 형식 척도로 구성하였다. 전체 문항 중 6개 문항은 역산형태의 질문으로 하였으며, 점수가 높을수록 직무스트레스 수준이 높은 것으로 판단되도록 구성하였다.

탐색적 요인분석. 예비문항에 대한 KMO 표본적합도는 .807으로 나타났고, 바틀렛 구형성 검증은 카이제곱값이 1100.032, df = 190, p < .000으로 요인분석을 계속 진행할 수 있는 것으로 나타났다. 1차 요인분석을 실시한 결과를 표 1에 제시하였다. 고유치가 1보다 큰 총 5개 요인이 산출되었으며, 총 변량의 56.8%를 설명하는 것으로 나타났다. 짧은 형태의 척도 개발을 위해 문항 추출작업을 실시하였다. 문항 추출 기준은 첫째, 회전 후 요인부하량이 .30 이상인 문항을 선정, 둘째, 다른 요인에서도 요인부하량이 .30이상인 문항은 배제, 셋째, 문항수를 줄이기 위해 묶인 요인내에서도 요인부하량이 상대적으로 낮은 문항을 배제하였다. 이상의 기준을 적용하여 추출한 10개 문항에 대해 요인분석을 실시하였으며 사각회전 결과에 따른 요인부하량, 문항-총점간 상관, 내적 일치도를 표 2에 제시하였다. 고유치가 1보다 큰 3개의 요인이 산출되었으며, 총 변량의 56.8%를 설명하는 것으로 나타났다. 1차 요인분석 결과보다 요인이 줄어들었으나 각 요인별 설명 변량은 높아졌다. 문항-총점간 상관은 모두 유의한 정적상관(r=.15∼.72)이 나타났으며 각 요인별 내적 일치도는 .58∼.67로 나타났다. 최종적으로 나타난 간이 직무스트레스 척도의 요인 1은 상사, 동료, 부하들과 업무 중 발생하는 대인관계 관련 문항들로 묶였다. 요인 2는 업무에 대한 부담, 사건사고, 업무량 등의 직무부담 관련 문항들이 묶였으며, 요인 3은 근로자의 대처와 관련되는 문항으로 묶였다.

검사-재검사 신뢰도. 간이 직무스트레스 척도의 1차 검사와 2차 검사(재검사)에 대한 상관분석을 실시하고 결과를 표 3에 제시하였다. 1차 검사(전체)와 2차 검사(전체)는 유의한 정적 상관관계(r = .713, p < .001)가 나타났으며, 하위요인에서도 1차 검사와 2차 검사의 대인관계(r = .665, p < .001), 직무부담(r = .654, p < .001), 대처(r = .589, p < .001) 요인에서 유의한 정적 상관관계가 나타났다. 간이 직무스트레스 척도가 시간경과에 따라 비교적 안정적인 심리적 속성을 측정한다고 볼 수 있다.

준거타당도. 간이 직무스트레스와 한국인 직무스트레스, 스트레스 반응성, 삶의 만족도의 상관관계 분석을 실시하고 결과를 표 4에 제시하였다. 간이 직무스트레스의 전체 점수는 한국인 직무스트레스(r = .47, p < .001), 스트레스 반응성(r = .46, p < .001)과 유의한 정적상관이 나타났으며, 삶의 만족도(r = -.12, p < .001)와 유의한 부적상관이 나타났다. 간이 직무스트레스 척도의 하위요인인 대인관계, 직무부담, 대처도 준거척도와 유의한 상관관계가 나타났다.

위계적 회귀분석. 간이 직무스트레스의 하위요인인 대인관계, 직무부담, 대처가 한국인 직무스트레스와 스트레스 반응성에 미치는 영향을 알아보기 위해 간이 직무스트레스 하위요인을 독립변인으로 위계적 회귀분석을 실시하고 결과를 표 5에 제시하였다. 첫 번째 회귀분석은 한국인 직무스트레스를 종속변인으로 간이 직무스트레스 하위요인의 대인관계와 직무부담을 1단계에서 투입하고 2단계에서는 대처를 추가하여 투입하였다. 1단계 회귀분석 결과 통계적으로 유의한 결과[F(2, 712) = 86.84, p < .001]가 나타났으며 2단계 회귀분석 결과[F(3, 711) = 73.06, p < .001]에서도 유의한 결과가 나타났다. 1단계에서 대인관계와 직무부담을 투입했을 때 설명력은 19.3%로 나타났으나 2단계에서 대처요인을 추가했을 때 설명력은 23.2%로 증가하였으며, 표준화된 베타값을 살펴보면 한국인 직무스트레스에는 대처(.27), 대인관계(.14), 직무부담(.14)순으로 영향을 미치고 있었다.

두 번째 회귀분석은 스트레스 반응성을 종속변인으로 첫 번째 회귀분석과 마찬가지로 간이 직무스트레스 하위요인의 대인관계와 직무부담을 1단계에서 투입하고 2단계에서는 대처를 추가하여 투입하였다. 1단계 회귀분석 결과 통계적으로 유의한 결과[F(2, 712) = 87.86, p < .001]가 나타났으며, 2단계 회귀분석 결과[F(3, 711) = 65.11, p < .001]에서도 유의한 결과가 나타났다. 1단계에서 대인관계와 직무부담을 투입했을 때 설명력은 19.5%였으나 2단계에서 대처요인을 추가했을 때 21.2%로 설명력이 증가하였다. 표준화된 베타값을 살펴보면 스트레스 반응성에서도 대처(.60), 대인관계(.32), 직무부담(.32)순으로 영향을 미치고 있었다.

본 연구는 간이 직무스트레스 척도를 개발하기 위해 예비문항을 구성하고 탐색적 요인분석을 통해 요인구조를 파악 후 최종 문항에 대한 신뢰도와 타당도를 검증하였다. 또한 위계적 회귀분석을 통해 상호교섭 과정 모형에 따라 구성한 척도의영향력을 확인해 보았다. 연구 결과를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 개방형질문지를 통한 직무스트레스 요인조사 후 상호교섭 과정 모형에 근거하여 20개의 예비문항을 구성했고 탐색적 요인분석을 실시한 결과 1차 분석에서 고유치가 1이상인 5개의 요인이 산출되었으며, 간이 직무스트레스 척도를 개발하고자 하는 연구 목적과 이론적 근거, 통계적 수치에 따라 최종 문항을 선별하여 다시 탐색적 요인분석을 실시한 결과 최종적으로 3개의 요인이 산출되었다. 총 10개의 문항으로 구성되었으며 각 문항은 문항-총점간 상관에서 유의한 상관이 나타났으며 내적 일치도는 .58~.67로 양호한 결과를 나타내었다.

이상의 결과는 선행연구에서 강동묵 등(2005)이 언급한 간편한 척도의 개발가능성을 지지해 주는 결과로 해석된다. 선행연구에서 직무스트레스 척도들은 한정된 직종을 대상으로 비교적 많은 문항수를 통해 다양한 심리적 요인의 측정을 시도하였다. 그러나 간이 직무스트레스 척도는 병원, 운송업계, 일반 제조업, 명예산업안전감독관 등 다양한 집단의 근로자를 대상으로 직무스트레스 요인을 파악했으며, 근로자들이 주로 호소하는 직무스트레스 요인들을 중심으로 문항을 구성하고 조직적 요인 등의 직무스트레스 요인은 과감히 제외시켜 척도를 단순화했다는 점이 기존 척도와가장 크게 차별화되는 요인이라고 생각된다.

둘째, 검사-재검사를 통한 신뢰도 분석 결과, 전체 점수에서 유의한 상관이 나타났으며 하위요인인 대인관계와 직무부담, 대처 간에도 유의한 상관이 나타나 시간 경과에 따라 안정적으로 직무스트레스 수준을 측정하고 있는 것으로 보인다. 또한 간이 직무스트레스 척도와 스트레스 반응성, 한국인 직무스트레스, 삶의 만족도 검사간의 준거 타당도 분석결과에서도 유의한 상관이 나타났다. 즉, 환경적 요인을 측정하는 한국인 직무스트레스 척도와 심리적 반응을 측정하는 스트레스 반응성 척도, 그리고 근로자의 웰빙과 연관되는 삶의 만족도와 같은 기존의 심리 척도와도 관련성이 높은 척도임을 보여주었다.

이는 선행연구에서 전겸구 등(2003)이 직무스트레스 척도가 너무 광범위한 영역을 다루면서 문항수가 많아지면 실제 장면에서 척도를 사용하기 어렵다는 점을 보완할 수 있는 결과라고도 생각된다. 즉, 기존의 척도와 유사한 결과를 나타낼 수 있는 간편한 형태의 척도를 구성함으로 인해간이 직무스트레스 척도의 실제 산업현장 적용가능성은 더 높아졌을 것이라고 생각된다. 특히, 연구 분석과정에 구체적으로 포함하지 않았으나, 준거타당도 분석에서 불성실 설문의 비율은 한국인 직무스트레스 척도는 14%, 스트레스 반응성은 13%인 것에 비해 간이 직무스트레스 척도는 3% 내외의 불성실 설문이 발생하여, 근로자의 입장에서는 쉽게 설문을 작성할 수 있고 연구자의 입장에서는 상대적으로 양질의 자료를 얻을 수 있는 것으로 보인다. 이는 간이 직무스트레스 척도가 현장에서 간편하게 사용될 수 있음을 더욱 지지해 주는 결과이다.

셋째, 상호교섭과정 모형에 따라 구성한 간이직무스트레스 척도의 하위요인 영향력을 살펴보기 위한 위계적 회귀분석 결과에서도 통계적으로 유의한 결과가 나타났으며, 간이직무스트레스 척도의 대인관계와 직무부담 요인을 투입했을 때보다 대처 요인이 추가되었을 때 한국인 직무스트레스와 스트레스 반응성에서 설명력이 더 높아졌다. 즉, 상호교섭과정 모형에 따라 대인관계와 직무부담과 같은 직무스트레스의 선행 자극과 대처와 같은 근로자 개인의 자원으로 척도를 구성한 것이 유의미한 결과를 보여준 것으로 생각되며, 대인관계와 직무부담과 같은 직무스트레스 요인과 더불어 직무스트레스에 대처하는 수준이 직무스트레스에 영향을 미치는 하나의 요인으로 다시 확인되었다.

간이 직무스트레스 척도를 개발하고자 하는 연구 목적에 따른 의미있는 결과들이 나타났으나 본 연구가 산업현장에서 진행된 현장 연구인 관계로 몇 가지 제한점이 있다. 첫째, 간이 직무스트레스 척도는 문항수가 줄어들고 간편한 구성으로 인해 사업장 적용성은 높아졌으나, 강동묵 등(2005), 이종목, 박한기(1988), 영국보건안전청(2001)의 선행연구들에서 언급한 조직문화, 조직변화, 조직의 역할, 물리적 환경요인, 작업환경 등과 같은 조직적 차원의 직무스트레스 요인들을 포함하지 못한 점과 업종별 직무스트레스에 대한 세부적인 특성 등을 척도에 반영하지 못했다. 대부분의 근로자들은 당장 부딪히는 일, 또는 주변에서 항상 발생하는 업무 관련 사건, 사고 등은 주요 스트레스 요인으로 인지하지만, 또 다른 관점에서 직무스트레스를 원천적으로 차단을 할 수 있는 조직적 요인들에 대해서는 응답을 많이 하지 않았다. 이는 자연스레 문항을 구성하는 과정에서 조직적 요인이 배제되는 원인이 되었다. 조직적 요인은 사업주가 리더쉽적인 도전을 하고, 그리고 건강한 사업장을 위해 지속적으로 조직의 정책과 구조를 개선해나가야 하는 영역이기도 하지만(Adkins, 1995; Quick, Quick, Nelson, & Hurrell, 1997) 경제적인 부분과 같은 현실적인 문제 등으로 인해 사업주의 관심을 이끌어 내기가 힘든 어려움도 있다. 또한 업종이나 직종을 고려한 구체적인 직무스트레스 요인을 파악하기 위해서는 보다 넓은 범위에서 산업현장을 다루는 연구가 필요할 것으로 생각된다.

둘째, 간이 직무스트레스 척도의 문항을 구성하는 과정에서 상호교섭과정 모형과 실제 근로자들이 응답한 내용들을 통해 문항을 만들었으나, 구성된 예비문항에 대해 문항적합성을 알아보는 객관성있는 내용타당도 검증 절차를 포함하지 못했다.

셋째, 문항을 구성하고 탐색적 요인분석 절차 이후 새로운 집단을 대상으로 확인적 요인분석 절차를 거쳐야 하나, 현장연구의 특성상 연구에 참여한 기업체에서 확인적 요인분석을 위한 새로운 참여자를 짧은 기간내에 다시 모집하기 어려운 현실적인 문제가 있어 확인적 요인분석 절차를 진행하지 못했다. 추후 구성된 척도에 대한 확인적 요인분석 절차를 진행할 필요가 있으며, 간이 직무스트레스 척도의 현장 적용 연구를 계속적으로 진행할 필요가 있다.

넷째, 간이 직무스트레스 척도의 대처 관련 문항은 상대적으로 적은 2개 문항으로 요인이 구성되어, 이후 검사-재검사 상관분석에서 간이 직무스트레스 척도 하위 문항간의 통계적 유의성을 검증하는 과정에서 유의미하지 않은 것으로 나타나는 경우가 종종 발생되었으며 문항-총점간 상관과 내적일치도에서 상대적으로 낮은 통계 수치를 나타내었다. 하위요인의 문항을 가능한 비슷한 수준에서 구성할 수 있도록 초기 예비문항을 구성할 때 직무스트레스를 완충하거나 악화시킬 수 있는 근로자의 성격적 변인 등 보다 다양한 변인을 함께 고려하지 못했던 점도 척도 개발과정 중의 제한점이다. 근로자의 직무스트레스 선행요건과 이에 대한 근로자의 반응이 포함될 때 보다 정확한 직무스트레스 측정이 가능한 것으로 보고 있는 상호교섭과정 모형에 최대한 충실히 문항을 구성하고자 한 연구의 목적에 따라 대처 요인이 간이 직무스트레스 척도의 하나의 요인으로 분류되었으나 향후 연구에서는 이러한 부분을 보완하여 연구를 진행할 필요가 있다.

그럼에도 불구하고 간이 직무스트레스 척도의 개발은 Joel 등(2002), Bennis(1962, 1993), Schein(1965)이 언급한 건강한 조직을 위한 자기평가가 산업현장에서 가능하게 할 수 있으며, Steven 등(1999)이 언급했듯이 직무스트레스를 측정해야 하는 직업건강심리학자의 역할을 잘 수행할 수 있도록 도울 수 있는 방안이라 생각된다. 또한 연구에 참여한 사업장들은 실제로 간이 직무스트레스 척도를 통해 직무스트레스를 측정했고 연구자는 그 결과를 보고서 형식으로 피드백하였으므로 산업안전보건법에 명시된 직무스트레스 요인 평가 부분도 이행한 것이 되었다. 선행연구에서 American Psychological Society(1993), Ilgen(1990), U. S. Department of Health, Education, and Welfare(1960)가 말한 직무스트레스에 대한 산업보건과 심리학 영역의 인식차이는 국내의 경우에도 여전히 크게 존재하고 있다. Ilgen(1990)은 심리학자들이 사업장의 건강문제를 중재하기 위한 요구에 대응할 준비가 되어 있으나 이러한 요구에 중심적인 역할을 하기 보다는 주변에 머무는 경향이 있어 안타깝다고 언급했다. 행동과학영역의 전형적인 프로그램들이 산업안전보건 영역과 연계를 통해 발전하지 않는다면 이러한 상황은 쉽게 변화되지 않을 것으로 보고 있다. 산업보건과 심리학 영역간의 인식차이를 좁히고 산업현장에서 심리학자가 중심적인 역할을 수 행하기 위해서 심리학은 산업현장의 현실을 이해하고 간이 직무스트레스 척도와 같은 현장의 여건을 고려한 심리학적 서비스를 제공하고자 하는 노력이 필요하며 이는 직업건강심리학 영역의 발전을 도울 수 있는 시도 중 하나라고 생각된다.