Neff(2003)는 '자기 자신에게 행하는 자비'의 개념으로 자기자비(self-compassion)를 제시했다. 자기자비란 건강한 자기수용의 한 형태로, 어려움이나 고통에 직면했을 때 자신을 비난하는 대신에 자신을 돌볼 수 있도록 온정적인 태도를 취하는 것이다(Neff, 2003). Gilbert(2009)는 자기자비를 고통을 극복하기 위해 어려운 시기에 적용될 수 있는 자기에 대한 긍정적인 태도로 개념화하였고, Neff and McGehee(2010)는 자기자비를 자기비판과 자기판단으로 반응하기보다 따뜻함과 유대감, 관심으로 자신의 고통스러운 감정을 보듬을 수 있는 능력이라고 정의하였다. Allen and Leary(2010)의 경우 자기자비를 어려운 상황에서 웰빙(well-being)과 긍정적 심리기능을 촉진하기 위한 적응 전략으로 제안하였다. 여러 연구 결과, 직장에서의 자기자비가 조직의 이익과 상충되지 않음을 밝히고 있으며 근로자의 건강과 직무성과를 높일 수 있는 요인으로 자기자비를 조명하였다(George, 2014; Simpson et al., 2015). Dodson and Heng(2022)의 조직 생활과 관련한 자기자비 메타 연구에 따르면, 자기자비는 보다 높은 정신적·육체적 건강과 행복을 유지하는 데 도움이 되는 자원(예, 회복탄력성), 직업 관련 태도(예, 직무만족도)와 그것의 결과(예, 직무성과)와 같은 웰빙(well-being) 요소와 긍정적인 관계가 있는 것으로 나타났다. 본 연구에서 자기자비란 Neff(2003) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘고통이나 자신의 결점에 직면했을 때, 자신을 비판하기보다 자신의 한계를 수용하여 균형 잡힌 태도로 자신을 돌보는 건강한 자기수용 태도’로 정의하였다.

‘혼잣말’이라고도 불리는 자기대화(self-talk)란 소리 없이 또는 소리 내서 자신에게 하는 말이다(Alderson-Day and Fernyhough, 2015). 주로 내적으로 이루어지는 언어적 사고 활동이지만 외적인 소리로 발화되기도 한다(Winsler, 2009). 일상에서뿐만 아니라 직장에서 개인은 어떤 일이나 타인과의 관계 등을 끊임없이 떠올리고 생각하며 지속적으로 자기 자신과 대화한다. 이 과정에서 사람들은 스스로를 이해하기도 하고, 동기를 부여하기도 한다. Lodge et al.(1998)에 따르면 긍정적(positive) 자기대화는 자기진술(self-statement)이 과업에 대한 호의적인 결과를 성취하는 것, 부정적(negative) 자기대화는 자기진술이 과업에 대한 호의적인 결과를 방해하는 것, 중립적(neutral) 자기대화는 자기진술이 과제에 직접적으로 명확한 영향을 주지 않으며 명백하게 범주화될 수 없는 진술을 의미한다. Mead(2019)는 긍정적 자기대화(positive self-talk)가 일반적으로 부정적인 자기대화와 반대되는 역할을 하는 내부 대화를 의미하며 자신이 누구이며 어떤 일을 겪었는지 스스로에게 연민과 이해를 보여주는 것을 포함한다고 하였다. Hong(2022)은 긍정적 자기대화를 자기대화의 하위구성요인의 하나인 자기강화로 분류하여 자신을 칭찬하고 격려하는 정서조절기능을 의미하는 자기대화로 개념화 하였다. Chopra(2012)의 연구에 따르면 부정적인 자기대화를 긍정적인 자기대화로 바꾸는 효과적인 전략을 제공하면 부정적인 사고 과정을 긍정적으로 변화시킬 수 있음을 확인하였고, Tod et al.(2011)은 긍정적인 자기대화의 개입이 인지 및 행동 변화를 중재하는 데 효과적이라는 것을 확인하였다. 적절한 자기대화는 생산적인 행동을 하게 하며(Payne and Manning, 1991). 자신의 상황을 지시하고 조절하여 정서적 반응을 조절할 수 있게 해준다(Fritsch and Jekauc, 2020). 본 연구에서 긍정적 자기대화란 Hong(2022) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘자신을 칭찬하고 격려하는 내적으로 이루어지거나 외적으로 나타나는 자기대화(self-talk)’로 정의하였다.

‘심리적 탄력성’, ‘자아탄력성’, ‘심리적 강성’을 포함하여 다양한 용어들로 설명되는 회복탄력성(resilience)은 어려운 상황이나 경험에 직면했을 때 부정적인 결과가 감소하거나 긍정적인 결과가 유지되는 개인의 능력을 나타낸다(Wood and Johnson, 2016). 기본적으로 회복탄력성이란 역경에도 불구하고 긍정적인 적응, 즉 정신건강을 유지하거나 회복할 수 있는 능력을 말한다(Wald et al., 2006). Hu et al.(2015)의 메타연구에 따르면 특성 회복탄력성은 정신건강의 부정적 지표와 부(-)의 상관관계를 보였고, 정신건강의 긍정적 지표와는 정(+)의 상관관계를 보였다. Ayala and Manzano(2014)는 회복탄력성이 기업가의 성공을 예측할 수 있음을 밝혔다. Paul et al.(2019)은 조직시민행동의 예측요인으로서 회복탄력성과 주관적 안녕감 및 직무몰입의 통합 모델을 검토하였는데, 연구 결과 주관적 안녕감과 직무몰입이 회복탄력성과 조직시민행동 관계를 매개하는 것으로 나타났다. 본 연구에서 회복탄력성이란 Wald et al.(2006) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘스트레스나 어려운 상황에 대처하고 적응하는 능력’으로 정의하였다.

자기조절이라고도 불리는 자기통제(self-control)는 개인의 적응 수준을 예측할 수 있는 인간의 능력 중 하나로, 장기적인 목표를 달성하기 위해 자신의 행동을 조절하는 능력이다(Vohs and Baumeistrer, 2016). 더불어 사회적 규범과 개인적인 표준을 준수하고 목표를 달성하기 위해 생각, 감정, 그리고 행동을 조절하는 개인의 능력을 의미한다(Tangney et al., 2004). Yang et al.(2019)은 자기통제를 개인이 장기 목표를 달성하기 위해 부적절하거나 자기 파괴적인 유혹에 저항할 수 있게 해주는 자기 주도적 능력으로 보았다. 여러 연구에서 자기통제는 대인관계에서의 성공(Finkel and Campbell, 2001), 학업 성취도(Duckworth and Seligman, 2005), 적응력(Tangney et al., 2004) 등 다양한 긍정적인 결과와 관련이 있는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 자기통제를 Tangney et al.(2004) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘환경에 적응해 가기 위해 자신의 바람직하지 않은 욕구나 행동을 자제하도록 자신을 조절하는 능력’으로 정의하였다.

직무몰입(work engagement)은 업무수행에 대한 높은 수준의 개인적 투자를 의미하는 공통된 개념으로 정의된다(Kahn, 1990; May et al., 2004; Macey and Schneider, 2008; Rich et al., 2010). Schaufeli and Bakker(2004)는 직무몰입을 구성원이 직무를 하는 과정이 활기차고 헌신적이며, 긍정적이고 만족스러운 정신 상태로 정의하였다. Noe et al.(2014)의 경우 직무몰입을 주어진 과업에 완전히 집중하고, 직무와 조직에 몰입하는 긍정적인 심리 상태로 보았다. 직무몰입이 높은 직원은 주어진 업무에 더 큰 노력을 하고, 보다 주의를 기울인다. 그리고 동료 및 고객과 감정적으로 연결되어 조직적으로 가치 있는 행동에 기여하여 업무 목표를 달성하려는 경향이 높아 업무 성과가 더 좋다(Christian et al., 2011). Llorens et al.(2006)의 연구에 따르면 직무몰입은 직무만족과 심리적 안녕을 예측하는 것으로 나타났다. 본 연구에서 직무몰입은 Schaufeli and Bakker(2004) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘일과 관련하여 활력, 헌신, 몰두를 특징으로 하는 긍정적이고 성취적인 마음의 상태’로 정의하였다.

주관적 안녕감(subjective well-being)은 삶의 만족도와 성취감에 대한 평가뿐만 아니라 정서적 경험과 관련된 광범위한 범주의 구성요소로서, 자신의 삶과 관련된 개인적인 자기 평가인 인지적 요인과 정서적 요인으로 구분된다(Diener et al., 1999). 인지적 요인은 개인이 판단한 만족으로 인한 행복(well-being)을 지칭하며, 정서적 요인은 긍정적 감정과 부정적 감정 사이의 균형에서 비롯된 행복을 나타낸다(Diener and Diener, 1995). Fredrickson(2001)에 의하면 긍정적 감정은 인지 및 행동적 자원을 확장시키며, 개인의 생각과 행동의 범위를 넓혀 기회를 활용하고 창의적인 해결책을 도출하는 데 도움을 준다고 보았다. 균형 잡힌 정서와 감정은 자원을 구축하고 목표에 대한 참여를 촉진하는 방식으로 사람들이 생각하고 느끼고 행동하도록 이끌 수 있다(Lyubomirsky, 2001; Elliot and Thrash, 2002). 본 연구에서는 주관적 안녕감을 Diener and Diener(1995) 등의 선행연구를 바탕으로 ‘즐거운 감정이 정기적으로 경험되는 삶에 대한 만족의 상태’로 정의하였다.

본 연구는 감정노동자의 자기자비와 긍정적 자기대화가 주관적 안녕감에 미치는 영향관계에서 회복탄력성, 자기통제, 그리고 직무몰입이 어떤 역할을 하는지 구조적 영향 관계를 규명하고자 하였다. 이를 위해 선행연구를 기반으로 하여 다음 Figure 1과 같은 연구모형을 도출하였다.

Park and Jo(2023)의 연구에 따르면 감정노동자의 자기자비는 회복탄력성에 긍정적인 영향을 미치는 것을 확인하였고, Babenko et al.(2019)의 연구에서는 자기자비가 직무몰입에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. Adams and Leary(2007)는 자기자비가 위험 행동을 통제시키는 증거를 밝혔다. 따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구를 기반으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

H1 자기자비는 회복탄력성에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H2 자기자비는 직무몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H3 자기자비는 자기통제에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

Coulson(2006)은 대학생을 대상으로 한 연구에서 긍정적 자기대화와 회복탄력성 간의 정(+)의 관계가 있음을 밝혔다. Karamitrou et al.(2017)은 긍정적인 자기대화가 초점과 관심 유지에 도움을 주어 주의집중을 유도하고 미래지향적인 역할을 하며, 개인의 참여를 촉진하고 사고 및 행동을 긍정적인 방향으로 강화하고 관리한다고 하였다. Hardy et al.(2005)의 연구에 따르면 긍정적 자기대화가 주의집중 및 참여의 촉진 그리고 자기조절에 긍정적인 영향을 주는 것으로 확인되었다. 따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구를 기반으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

H4 긍정적 자기대화는 회복탄력성에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H5 긍정적 자기대화는 직무몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H6 긍정적 자기대화는 자기통제에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

Buckner et al.(2003)은 회복탄력성이 높은 집단이 뛰어난 자기조절 기술을 가지고 있는 것을 확인하였다. Song and Lee(2023)의 연구에서는 보육 교직원의 회복탄력성이 직무몰입에 부분적으로 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 Li et al.(2021)은 초임유치원 교사를 대상으로 한 연구에서 자기통제가 직무몰입에 긍정적인 영향을 미치는 것을 밝혔다. 따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구를 기반으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

H7 회복탄력성은 자기통제에 정(+)의 영향을 미칠 것이다

H8 회복탄력성은 직무몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H9 자기통제는 직무몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

Bae and Byun(2022)은 군 장병을 대상으로 한 연구에서 회복탄력성이 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. Dou et al.(2019)은 청소년, 대학생, 직장인 세 집단 전반에 걸쳐 높은 수준의 자기통제가 더 큰 삶의 만족도와 관련이 있음을 밝혔다. Jaung and Kim(2020)의 보육교사를 대상으로 한 연구에서는 행복감이 직무몰입과 정(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 그리고 Yang et al.(2022)의 연구에서 자기자비는 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다. Hardy et al.(2001)의 연구에 따르면 긍정적 자기대화가 긍정적 정서에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구를 기반으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

H10 회복탄력성은 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H11 자기통제는 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H12 직무몰입은 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미칠 것이다

H13 자기자비는 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H14 긍정적 자기대화는 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

본 연구에서는 감정노동 대상자의 자기자비와 긍정적 자기대화, 회복탄력성, 자기통제, 직무몰입, 그리고 주관적 안녕감 간의 구조적 관계를 실증분석하기 위해 선행연구를 검토하였으며, 이를 바탕으로 연구모형과 가설을 설정하였다. 그리고 이러한 가설을 검증하기 위해 설정된 변수들의 조작적 정의와 측정 도구를 선행연구와 문헌 검토를 바탕으로 본 연구에 적합하게 문항을 구성하였다. 모든 측정문항은 7점 척도로 측정되었으며, 변수의 조작적 정의와 측정문항은 다음 Table 1과 같다.

본 연구는 연구자의 연구 수행 편의성을 고려하여 감정노동자를 대상으로 가장 많이 사용되는 편의표집법에 따라 설문지를 배포한 후 수집하여 연구를 진행하였다. 설문조사 기간은 2023년 6월 3일부터 2023년 6월 19일까지 약 2주간으로 진행되었으며, 사회복지기관을 방문하여 오프라인 조사를 실시하고, 감정노동자 커뮤니티를 활용하여 온라인 조사를 실시하였다. 설문조사 결과, 결측지 및 불성실한 응답이 포함된 45부를 제외하고 총 335부를 최종 분석 대상으로 사용하였다. 응답자의 감정노동 직군의 경우 돌봄서비스 종사자가 107명(31.9%)으로 가장 많았고, 대면(고객)서비스 종사자는 101명(30.1%), 비대면(고객)서비스 종사자는 56명(16.7%)이었으며 공공서비스 종사자가 63명(18.8%), 기타 직군 8명(2.4%)으로 나타났다. 성별은 남자는 104명(31%), 여자는 231명(69%)으로 여성의 비율이 높은 것으로 나타났다.

본 연구에서는 측정하고자 하는 변수들의 개념을 정확하게 측정하였는지를 확인하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 주성분분석(Principal Components Analysis)을 통해 모든 측정변수들의 구성요인을 추출하고, 베리맥스(Varimax) 회전과 공통요인분석을 적용하였다. 요인적재치는 0.6이상이면 중요변수로 판단한다. KMO측도는 0.942, Bartlett의 구형성 검증 결과 0.000으로 요인분석 모형이 적합한 것으로 확인되었다. 신뢰도 검증 결과 Cronbach’s Alpha 계수는 자기자비 0.911, 긍정적 자기대화 0.818, 직무몰입 0.904, 주관적 안녕감 0.881, 회복탄력성 0.871, 자기통제 0.812로 신뢰도는 모두 0.8이상 양호한 것으로 확인되었다. 본 연구의 분석 결과는 Table 2, Table 3과 같다.

본 연구에서는 측정모형의 적합성을 평가하기 위해 Smart PLS 4.0 통계 프로그램을 활용하여 내적 일관성 신뢰도 분석과 판별타당도 분석을 수행하였다.

검증 결과 요약하면 외부적재치는 모두 0.7이상으로 임계치를 충족하였고 개별 측정변수들의 지표 신뢰도와 AVE값이 0.5이상으로 임계치를 충족하여 연구변수와 개별 측정변수의 집중 타당도를 확인하였다. Cronbach's Alpha, rho_A 그리고 CR은 모두 0.7이상으로 나타났으므로 연구변수들의 내적 일관성 신뢰도를 확보하였다. 마지막으로 HTMT 값은 신뢰구간에 1을 포함하지 않았으므로 연구변수들의 판별타당도가 확보한 것으로 판단하였다. 결론적으로 반영적 측정모델은 신뢰도와 타당도를 가지는 것으로 판단하였으며, 그 검증 결과를 정리하면 Table 4와 같다.

판별타당도는 서로 다른 잠재변수를 동일한 측정방법으로 측정한 결과값들 간에 상관관계가 거의 없거나 낮아야 함을 의미한다. 본 연구에 사용된 Fornell-Larcker Criterion 기준에 따른 판별타당도 평가 결과는 다음의 Table 5와 같다.

첫째, H1~H3 그리고 H13의 검증 결과 자기자비의 회복탄력성에 대한 표준화 경로계수는 0.542(t=10.05, p＜0.001), 직무몰입 0.157(t=2.562, p＜0.5), 자기통제 0.225(t=2.761, p＜0.01), 주관적 안녕감 0.27(t=4.603, p＜0.001)로 확인되어 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러므로 H1~H3과 H13은 모두 채택되었다. 둘째, H4~H6 그리고 H14의 검증 결과 긍정적 자기대화의 회복탄력성에 대한 표준화 경로계수는 0.189(t=3.404, p＜0.01), 직무몰입 0.319(t=5.425, p＜0.001), 자기통제 0.215(t=3.238, p＜0.01), 주관적 안녕감 0.253(t=5.729, p＜0.001)로 확인되어 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러므로 H4~H6과 H14는 모두 채택되었다. 셋째, H7과H8 그리고 H10의 검증 결과 회복탄력성의 자기통제 대한 표준화 경로계수는 0.222(t=3.398, p＜0.01), 직무몰입 0.280(t=4.663, p＜0.001), 주관적 안녕감 0.202(t=4.622, p＜0.001)로 확인되어 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러므로 H7과H8 그리고 H10은 모두 채택되었다. 넷째, H9와 H11의 검증결과 자기통제의 직무몰입에 대한 경로계수는 0.182(t=3.791, p＜0.001)로 확인되어 H9는 채택되었으나, 주관적 안녕감에 대한 경로계수는 0.065(t=1.583)로 나타나 H11은 기각되었다. 다섯째, H12의 검증 결과 직무몰입의 주관적 안녕감에 대한 경로계수는 0.227(t=4.578, p＜0.001)로 확인되어 H12는 채택되었다. 본 연구의 가설검증 결과는 Table 6과 같다.

추가적으로 특정간접효과(Specific Indirect Effect)에 대한 분석을 통해 직접관계에서 유의미한 결과가 나타나지 않았던 자기통제와 주관적 안녕감 간의 관계와 관련하여 매개효과를 검증하였다. 분석 결과는 자기통제→직무몰입→주관적안녕감에 대한 경로계수는 0.041(t=2.182, p＜0.05)로 확인되었고, 자기자비→자기통제→직무몰입→주관적안녕감에 대한 경로계수는 0.009(t=2, p＜0.05)로 확인되었다. 회복탄력성→자기통제→직무몰입→주관적안녕감에 대한 경로계수는 0.009(t=2.046, p＜0.05)로 확인되었고, 자기자비→회복탄력성→자기통제→직무몰입→주관적안녕감에 대한 경로계수는 0.005(t=2.007, p＜0.05)로 확인되었다. 자기통제와 주관적 안녕감 간의 유의한 영향이 확인된 매개효과분석 결과는 Table 7과 같다.

본 연구는 감정노동에 종사하고 있는 근로자들의 자기자비와 긍정적 자기대화가 주관적 안녕감에 미치는 영향을 분석하고자 회복탄력성과 자기통제, 직무몰입을 매개변수로 설정하여 각 변수간의 구조적 관계를 실증 분석하였으며 연구 결과는 다음과 같다.

첫째, 자기자비와 긍정적 자기대화는 회복탄력성에 모두 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다(H1, H4). 이는 Park and Jo(2023)와 Coulson(2006)의 결과를 지지하며, 감정노동자들이 자기자비와 긍정적 자기대화 수준을 높이는 것이 회복탄력성을 향상시키는 중요한 전략 중 하나임을 확인할 수 있다. 둘째, 자기자비와 긍정적 자기대화는 자기통제에 모두 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다(H3, H6). 이는 Adams and Leary(2007)와 Hardy et al.(2005)의 연구 결과를 지지한다. 이러한 결과는 자기자비와 긍정적 자기대화를 향상시키는 것은 감정노동자들의 자기통제 능력을 높일 수 있음을 의미한다. 셋째, 회복탄력성은 자기통제와 직무몰입, 주관적 안녕감에 모두 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다(H7, H8, H10). 이는 Buckner et al.(2003), Song and Lee(2023), 그리고 Bae and Byun(2022)의 연구 결과를 지지한다. 이러한 결과는 회복탄력성이 자기통제 능력, 직무몰입과 주관적 안녕감을 높이는 중요한 역할을 하는 요인임을 강조한다. 넷째, 자기통제는 직무몰입에는 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었고(H9), 이는 Li et al.(2021)의 연구 결과를 지지한다. 그러나 자기통제는 주관적 안녕감에는 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다(H11). 이러한 결과는 자기통제 능력을 키우는 것이 직무몰입을 촉진하는 데에는 도움이 될 수 있으나, 개인의 삶에서 주관적 안녕감의 경험을 방해할 수 있다는 것을 시사한다. 다섯째, 직무몰입은 주관적 안녕감에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다(H12). 이는 Jaung and Kim(2020)의 선행연구와 맥락을 함께하며 직무에 대한 몰입은 주관적 안녕감을 충족시킬 수 있음을 의미한다. 여섯째, 자기자비와 긍정적 자기대화는 직무몰입과 주관적 안녕감 모두에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다(H2, H5, H13, H14). 이러한 결과는 Babenko et al.(2019), Karamitrou et al.(2017), Yang et al.(2022), Hardy et al.(2001)의 연구 결과를 지지하며, 이것은 자기자비와 긍정적 자기대화가 감정노동자들의 직무몰입과 주관적 안녕감을 증진시키는지에 대한 이해를 높여준다.

본 연구는 자기자비와 긍정적 자기대화, 회복탄력성과 자기통제, 그리고 직무몰입과 주관적 안녕감 간의 구조적 관계를 분석하여 감정노동자의 내적 요인들 간의 영향 관계를 밝히는데 주안점을 두고 있다. 이러한 분석 결과를 바탕으로 다음과 같은 시사점을 제시하고자 한다.

첫째, 자기자비와 긍정적 자기대화는 회복탄력성에 긍정적 영향을 미치는 것을 확인하였다. Delaney(2018)와 Franco and Christie(2021)의 연구결과를 통하여 자기자비중재 프로그램을 통해 근로자의 자기자비 수준과 함께 회복탄력성을 높일 수 있음을 확인하였다. 선행연구와 본 연구 결과를 통하여 감정노동 현장의 실무자들은 자기자비와 긍정적 자기대화에 대한 교육 및 훈련프로그램을 개발하고 활용함으로써 감정노동자들의 회복탄력성을 강화하고, 근로자들이 보다 건강하고 지속적으로 성과를 발휘할 수 있도록 지원해야 하는 필요성에 대한 이론적 근거를 마련하였다.

둘째, 연구를 통하여 자기자비와 긍정적 자기대화를 향상시키는 것은 감정노동자들의 자기통제 능력을 향상시키기 위한 전략 중 하나로 볼 수 있다. 감정노동자들은 업무수행 시 자기통제가 필요하며, 이러한 자기통제는 직무몰입과 주관적 안녕감에 영향을 미친다. 따라서, 자기자비와 긍정적 자기대화에 주의를 기울이고 이를 향상시키는 노력을 해야 한다. 조직 또한 자기자비와 긍정적 자기대화를 향상시키기 위한 지원책을 마련해야 할 것이다. 이러한 노력은 감정노동자들의 자기통제 능력을 높여 직무에 몰입할 수 있게 도와줌으로써 조직 내에서의 성과를 증진하게 하고, 자신에 대한 통제력은 만족감으로 이어질 것으로 기대된다.

셋째, 본 연구를 통하여 자기통제가 직무몰입에는 긍정적으로 유의한 영향을 미치지만, 주관적 안녕감에는 유의한 영향을 미치지 못하는 것을 확인하였다. 이는 사회적 기대와 기준에 따라 지속적으로 자신을 통제하는 것이 따분하고 세속적이며 기쁨이 없는 삶을 살게 될 것이라고 보는 견해에 해당할 수 있다(Zabelina et al., 2007; Layton and Muraven, 2014). 감정노동자들에게 자신의 감정을 관리하고 업무에 집중하는 데에는 자기통제가 필요하고, 자기통제를 향상시키는 것은 직무몰입을 높이는 데에는 도움이 될 수 있지만 주관적 안녕감에 대한 자기통제의 영향력은 유의미하지 않을 수 있다. 그러므로 감정노동자의 주관적 안녕감을 높이기 위해서는 자기통제 외에 다른 요소들을 고려해야 함을 연구 결과를 통해 보여준다. 이에 따라 조직은 감정노동자들의 복지를 촉진하기 위한 종합적인 접근방식을 채택해야 하며, 자기통제를 향상시키는 노력을 진행함과 동시에 다른 관련 요인들도 고려해야 한다.

넷째, 매개효과 검증 결과에서 자기통제는 직무몰입을 거쳐 주관적 안녕감으로 가는 간접효과에서 유의한 영향을 미치고 있음을 보여주었다. 이는 자기통제 요인이 직무몰입을 통해서 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로, 자기통제가 주관적 안녕감으로 가는 경로에서 직무몰입이 중요한 역할을 하고 있음을 의미한다. 따라서, 조직은 감정노동자들의 내적 통제 능력을 강화하고, 직무몰입을 촉진하는 환경을 조성함으로써 주관적 안녕감을 높일 수 있도록 노력해야 한다. 연구 결과는 감정노동 분야에서 조직의 정책 및 실무 방향을 결정하는 데 중요한 정보를 제공하며, 감정노동자들의 복지와 성과를 개선하기 위한 전략을 개발하는 데 도움이 될 것이다.

마지막으로 자기자비와 긍정적 자기대화는 직무몰입과 주관적 안녕감 모두에 긍정적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. 본 연구 결과를 통하여 자기자비와 긍정적 자기대화가 감정노동자들의 직무몰입과 주관적 안녕감을 어떻게 증진시키는지에 대한 이해를 높여주었으며, 개인과 조직에게 실증적인 정보를 제공한다. 조직은 정책 및 실무 방향을 결정하는 데에 있어 자기자비와 긍정적 자기대화와 같은 개인 내적 요소를 고려해야 할 것이며, 개인 또한 자신의 성과와 행복을 동시에 높일 수 있음을 알고 개인 차원에서도 전략을 세울 수 있어야 한다.

본 연구는 다음과 같은 한계점이 있으며, 향후 보완할 연구 방향을 제안하고자 한다.

첫째, 본 연구에서는 각 요인의 하위 차원 및 연관된 구성요소를 충분히 세분화하여 분석하지 않았다. 향후 연구에서는 하위 차원과 미포함 변수의 다른 구성요소를 고려하여 심층적인 실증 분석이 필요하다. 둘째, 본 연구는 횡단 연구로 한계가 있다. 따라서 향후 실험적 연구나 종단 연구를 고려하여 원인과 결과의 인과 관계를 명확히 확인할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서는 자기자비, 긍정적 자기대화, 회복탄력성, 자기통제, 직무몰입, 주관적 안녕감과 같은 여러 개념을 다루었지만, 외부 변수를 고려하지 않았다. 외부 변수(예: 개인 특성, 조직 문화, 외부 환경 등)의 영향을 고려하는 것이 더 포괄적인 연구설계에 도움이 될 것이다. 넷째, 연구 결과를 실무에 적용하기 위해서는 구체적인 지침이나 교육 프로그램을 개발하는 것이 필요하다. 이는 감정노동자와 관련된 조직 정책 및 지원책을 개선하는 데 도움이 될 것이다. 마지막으로, 향후 연구에서는 다양한 직군과 다양한 측정 도구를 활용하여 연구 결과의 일반화 가능성을 높이는 방향으로 연구를 확장할 필요가 있다.