서론
치과위생사는 다양한 인간관계 속에서 업무를 수행하는 직종이기 때문에 업무수행 중 감정노동이 심하며, 실제 수행하고 있는 업무가 법령에 규정된 업무와 차이가 있어 치과위생사의 역할을 수행하는데 있어 많은 갈등을 겪고 있는 실정이다[1].
역할갈등이란 조직 내의 역할 담당자가 각자의 역할을 수행함에 있어서 주요역할 상대자들과 상반되거나 양립할 수 없는 역할기대를 인식하고 심적으로 겪게 되는 곤란과 행동을 말한다[2]. 업무수행 중 경험하게 되는 다양한 역할갈등은 때로는 심리적 압박감, 불안, 긴장 등의 부정적 정서를 유발하며 소진을 높이고[3], 역할갈등이 장기간 지속될 경우 이직의도를 높여 치과위생사의 경력단절과 경력변경에 영향을 미칠 수 있다[3]. 치과위생사 구인난은 오래된 치과계의 과제로써 치과위생사의 짧은 직업 수명을 늘리기 위해서는 역할갈등의 관리가 필요하다.
긍정심리자본은 개인이 발전을 추구하는 긍정적인 심리를 자본으로 확장한 개념으로 과업수행의 성공에 대한 확신을 가지고 현재와 미래를 낙관하며 좌절과 난관을 이겨내고 원래의 상태로 되돌아오는 복합적이고, 긍정적인 심리상태를 말한다[4]. 긍정심리자본은 개인과 조직 모두에게 긍정적 영향을 미치는 주요자원이 되며 후천적 훈련과 교육을 통해 개발할 수 있다는 장점이 있다[5]. 긍정심리자본은 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 부정적인 영향을 감소시키는 심리적 자원이 될 수 있다[6]. 긍정자원이 높아지면 심리적 안녕감을 높인다[7].
심리적 안녕감은 개인의 삶의 만족만을 의미하는 것이 아니라 심리적으로 완전히 기능하여 구성원으로 얼마나 잘 기능하는지를 말한다[8]. 심리적 안녕감이 높은 사람은 주변 환경을 잘 통제하고 스스로의 원칙이나 기준에 따라 자율적으로 행동하고 결정하며 삶의 목적이나 의미를 견지하고서 자신의 능력이나 소질을 키워나간다[9]. 치과위생사가 업무수행과정에서 겪게 되는 역할갈등 자체를 차단하기는 어렵지만 보다 효율적으로 관리하면서 심리적 안녕감을 유지한다면 업무성과 및 조직 내 적응이 더욱 효과적으로 이루어질 수 있을 것이다. 치과위생사의 심리적 안녕감을 증진시키기 위해 역할갈등을 낮추는 것이 가장 좋은 방법이겠지만, 법과 현실의 차이가 존재하는 한계 속에서 역할갈등을 낮추는 것보다는 심리적 안념감에 정(+)적인 영향을 미치고[10], 역할갈등을 잘 극복할 수 있는 긍정심리자본을 증진시키는 것이 더욱 효과적일 수 있다.
치과위생사의 직무만족, 조직몰입, 이직의도 등의 조직 또는 직무관련 요인에 대한 연구는 많으나 역할갈등, 긍정심리자본 및 심리적 안녕감 등 심리적 변수에 관한 연구가 미비한 실정이다. 본 연구는 치과위생사의 역할갈등과 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 관련성을 확인하고, 역할갈등과 긍정심리자본이 치과위생사의 심리적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 확인함으로써 치과위생사의 역할갈등을 낮추고 심리적 안녕감을 높여 업무 전문성을 향상시키기 위한 방안 마련의 기초자료를 제공하고자 한다.
연구방법
1. 연구대상
자료 수집은 2023년 5월 21일부터 2023년 6월 22일까지 온라인 치과위생사 커뮤니티(네이버 카페, 치즈톡)를 통해 자기기입식으로 작성되었다. 표본 크기는 G*power analysis 3.1.9.4에 의해 유의수준 0.05, 검정력 0.95, 회귀분석에 필요한 효과크기 0.15, 예측변수 2개를 기준으로 산출하였다. 표본 최소인원은 107명이었고, 구조방정식 모형분석의 정규성을 갖추기 위해 필요한 최소한의 표본 수는 200개이므로[11] 총 200명의 응답을 회수하였다. 회수된 200명의 설문응답 중 불성실한 응답 10명을 제외하고 190명의 응답을 최종 분석하였다. 연구대상자의 윤리적 보호를 위해 남서울대학교 기관생명윤리위원회 승인(NSU–202304-005)을 받은 후 시행하였다.
2. 연구도구
본 연구에 사용된 측정도구는 일반적 특성은 연령, 직위, 근무기관의 규모, 총 임상경력, 결혼여부를 묻는 5개 문항과 치과위생사 역할갈등 7개요인 18문항, 긍정심리자본 6개요인 24문항, 심리적 안녕감 6개요인 46문항으로 구성되었다. 치과위생사 역할갈등은 Lee[3]가 개발한 치과위생사 역할갈등 측정도구를 사용하였으며 전문직으로서의 정체감(3문항), 업무과다 및 보상 부족(3문항), 업무지원 및 환경장애(4문항), 치과의사와의 관계갈등(2문항), 치과위생사와의 관계갈등(2문항), 비전공직원과의 관계갈등(2문항), 모호한 업무범위(2문항)로 구성되었다. 긍정심리자본은 Lee와 Choi[12]가 개발하고, Kim[13]이 치과위생사 실정에 맞게 재구성한 측정도구를 사용하였으며 자기효능감, 희망, 낙관, 복원력으로 각 요인당 6문항으로 구성되었다. 심리적 안녕감은 Ryff[14]가 개발한 심리적 안녕감 측정도구를 Kim 등[9]이 한국 성인 남녀를 대상으로 수정, 번안하여 타당화한 측정도구를 사용하였으며 자아수용(8문항), 긍정적 대인관계(7문항), 자율성(8문항), 환경통제력(8문항), 삶의 목적(7문항), 개인적 성장(8문항)으로 구성되었다. 치과위생사 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감 측정도구는 모두 ‘매우 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 Likert 5점 척도를 이용하여 측정하였다. 치과위생사의 역할갈등은 점수가 높을수록 치과위생사 업무를 수행 중 갈등 수준이 높은 것으로 해석하였고, 긍정심리자본은 점수가 높을수록 개인의 발전을 추구하는 긍정적 심리상태가 높은 것으로 해석하였다. 심리적 안녕감은 점수가 높을수록 개인의 삶에 대한 만족이 높고 구성원으로의 기능을 잘 수행하고 있는 것으로 해석하였다.
3. 자료분석
수집된 자료는 IBM SPSS program (ver. 23.0; IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용하여 연구대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율의 기술통계분석을 하였고, 일반적 특성에 따른 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 차이를 분석하기 위해 독립표본 t-test 및 일원배치 분산분석(사후분석, Scheffé test)을 시행하였다. 연구대상자의 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 수준을 파악하기 위하여 평균과 표준편차를 산출하고, 왜도와 첨도를 이용해 자료의 정규성 검증을 실시하였다. IBM AMOS program (ver. 26.0; IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용하여 측정 모형의 타당성을 평가하기 위해 확인적 요인분석을 시행하였고, 구조모형의 적합도는 χ2, χ2/df, CFI, TLI, RMSEA를 이용하였다. 심리적 안녕감에 영향을 미치는 요인의 직, 간접 경로계수를 산출하기 위해 공분산 구조분석을 하였으며, 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법을 사용하였다.
연구결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
연구대상자는 30세-39세가 88명(46.3%)으로 가장 높았고, 미혼 118명(62.1%), 일반치과위생사125명(65.8%), 총 임상경력은 5년 이하가 79명(41.6%)로 높았다. 근무기관의 형태는 치과의사 2인 이상의 치과의원 84명(44.2%), 치과의사 1인 치과의원 82명(43.2%), 치과병원/대학병원 치과 24명(12.6%)순 이었다(Table 1).
2. 일반적 특성에 따른 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 차이
일반적 특성에 따른 역할갈등은 근무기관의 규모(P=0.019), 총 임상경력(P=0.009)에서, 긍정심리자본은 연령(P<0.001), 결혼여부(P=0.003), 직위(P<0.001), 총 임상경력(P<0.001)에서 유의한 차이를 보였다. 심리적 안녕감은 연령(P=0.008), 결혼여부(P=0.003), 총 임상경력(P<0.001)에서 유의한 차이를 보였다. 사후검정결과 역할갈등은 근무기관 규모 치과병원/대학병원 치과, 총 임상경력 5년 이하에서 높게 나타났고, 긍정심리자본은 30대, 40대 이상, 근무기관 규모 치과병원/대학병원, 총 경력 10년 이상에서 높게 나타났다. 심리적 안녕감은 40대 이상, 기혼, 총 임상경력 10년 이상이 높게 나타났다(Table 2).
3. 주요변수의 기술통계 및 정규성 검증
연구대상자의 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 수준을 확인하기 위해 평균과 표준편차를 산출하였다. 5점 만점에 역할갈등은 평균 3.37점, 긍정심리자본 평균 3.40점, 심리적 안녕감 평균 3.24점이었다. 연구변수의 왜도와 첨도를 분석한 결과 왜도 –0.64-0.31점으로 ±3이내의 값이었으며, 첨도는 –0.81-0.88점으로 ±10 이내의 값으로 나타났고, 공차한계 값은 모두 0.1 이상, 분산팽창지수는 모두 10 이하의 값을 나타내어 정규성을 만족하였다(Table 3).
4. 모형의 타당성 검증
확인적 요인분석결과 역할갈등 요인 중 치과위생사와의 관계갈등(0.485)과 심리적 안녕감의 자율성(0.384)의 요인 부하량이 기준 값인 0.5를 넘지 않아 제외되었다. 역할갈등은 전문직으로서의 정체감, 업무과다 및 보상부족, 업무지원 및 환경장애, 치과의사와의 관계갈등, 비전공직원과의 관계갈등, 모호한 업무범위의 6개 요인으로 분석하였으며, 긍정심리자본은 자기효능감, 희망, 낙관, 복원력의 4개요인, 심리적 안녕감은 자아수용, 긍정적 대인관계, 환경 통제력, 삶의 목적, 개인적 성장의 5개 요인으로 분석하였다. 모형의 집중타당성을 검증하기 위해 각 변수에 대한 개념신뢰도(CR; Construct reliability)와 평균분산추출지수(AVE; Average Variance Extracted)를 측정하였다. 개념신뢰도는 0.7 이상, 평균분산추출지수는 0.5 이상일 때 집중타당성이 확보되었다고 볼 수 있다[5]. 분석에 이용된 15개의 요인의 요인부하량은 모두 0.5 이상이며, 개념신뢰도(CR)가 기준 값인 0.7이상, 평균분산추출지수(AVE)가 기준 값인 0.5 이상으로 집중타당성이 확보되었다. 판별타당도 검증을 위해 잠재변수 간 상관계수의 신뢰구간을 산출하였고, 이 신뢰구간이 1을 포함하지 않는지를 검증하였다. 상관계수에 1.96을 더하고 뺀 값의 사이에 1이 포함되지 않으면 판별타당도가 확보되었다고 본다[15]. 잠재변인 간 상관계수의 신뢰구간은 상관계수에서 1.96×(표준오차: SE)를 빼서 하한값을 산출하고, 상관계수에서 1.96×(표준오차: SE)를 더해서 상한값을 산출하였다[5]. 그 결과 잠재변인 간의 상관계수의 신뢰구간에 1을 포함하지 않아 판별타당도가 확보되었다고 볼 수 있다.
5. 가설모형의 검증
가설모형의 적합도를 확인한 결과 χ2=218.052, df=87, P<0.001, χ2/df=2.506, TLI=0.878, CFI=0.899, RMR=0.044, RMSEA=0.089로 나타났다. χ2/df는 3보다 작아야 하고, TLI, CFI는 0.9 이상, RMR은 0.05 이하, RMSEA는 0.08 이하일 때 모형은 적합하다고 볼 수 있으나 본 연구의 가설모형 적합도가 기준 값에 미치지 못한 것으로 나타나 모형의 일부 수정이 필요하다고 판단되었다. 모형 적합도를 높이기 위해 수정지수(MI)를 이용해 자유모수를 추가하여 치과의사와의 관계갈등과 비전공직원과의 관계갈등, 비전공직원과의 관계갈등과 모호한 업무범위, 삶의 목적과 개인적 성장 간의 오차항(e4-e5, e5-e6, e14-e15)을 연결하여 수정모형의 적합도 검증을 실시하였다. 수정모형의 χ2=175.491, df=84, P<0.001, χ2/df=2.089, CFI=0.929, TLI=0.912, RMR=0.038, RMSEA=0.076로 나타나 수정모형은 매우 적합한 것으로 나타나 최종모형으로 선택하였다(Table 4, Fig. 1).
6. 최종모형의 모수 추정
최종모형의 경로에 대한 유의성을 검증하기 위하여 비표준화계수, 표준화계수, SE, p값을 확인하였다. 3개의 경로 중 2개의 경로가 통계적으로 유의하였다. 심리적 안녕감에 영향을 미치는 변수는 역할갈등과 긍정심리자본이었다. 긍정심리자본은 심리적 안녕감(β=0.727, P<0.001)에 유의한 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났고, 역할갈등은 심리적 안녕감(β=-0.293 P<0.001)에 유의한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 심리적 안녕감에 대한 역할갈등과 긍정심리자본의 설명력은 67.4%이었다. 연구모형의 총 효과에 대한 직접효과와 간접효과를 나누어 분석한 결과 심리적 안녕감에 직접적인 영향력을 주는 변수는 역할갈등(β=-0.293, P=0.001), 긍정심리자본(β=0.727, P=0.001)으로 나타났다. 긍정심리자본이 심리적 안녕감에 미치는 직접효과와 (β=0.727, P=0.001), 총 효과(β=0.727, P=0.001)는 모두 통계적으로 유의하였고, 역할갈등이 심리적 안녕감에 미치는 직접효과(β=-0.293, P=0.001), 총 효과(β=-0.394, P=0.001)는 통계적으로 유의하였으나 간접효과(β=-0.101, P=0.177)는 통계적으로 유의하지 않았다. 심리적 안녕감에 영향을 미치는 요인 중 역할갈등이 미치는 총 효과 크기(β=-0.293)보다 긍정심리자본이 미치는 총 효과 크기(β=0.727)가 크기 때문에 심리적 안녕감에 긍정심리자본이 더 많은 영향을 미치는 요인이라고 할 수 있다(Table 5).
총괄 및 고안
치과위생사는 자신에게 주어진 다양한 업무를 수행하는 과정에서 많은 역할갈등을 경험한다. 긍정심리자본은 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 부정적인 영향을 감소시키는 심리적 자원이 될 수 있으며[6], 치과조직 내 핵심 인력인 치과위생사가 최선의 치과의료서비스를 제공하기 위해서는 역할갈등을 낮추고, 심리적 안녕감을 증진시킬 필요가 있다.
본 연구는 치과위생사의 역할갈등과 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 관련성을 확인하고, 역할갈등과 긍정심리자본이 치과위생사의 심리적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 확인함으로써 치과위생사의 역할갈등을 낮추고 심리적 안녕감을 높여 업무 전문성을 향상시키기 위한 방안 마련의 기초자료로 활용되고자 연구를 수행하였다.
본 연구는 치과위생사의 역할갈등과 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 관련성을 확인하고, 역할갈등과 긍정심리자본이 치과위생사의 심리적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 확인함으로써 치과위생사의 역할갈등을 낮추고 심리적 안녕감을 높여 업무 전문성을 향상시키기 위한 방안 마련의 기초자료로 활용되고자 연구를 수행하였다.
본 연구는 치과위생사의 역할갈등과 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 관련성을 확인하고, 역할갈등과 긍정심리자본이 치과위생사의 심리적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 확인함으로써 치과위생사의 역할갈등을 낮추고 심리적 안녕감을 높여 업무 전문성을 향상시키기 위한 방안 마련의 기초자료로 활용되고자 연구를 수행하였다.
본 연구에서 심리적 안녕감은 5점 만점에 평균 3.24점으로 나타났다. Ryff[14]가 개발한 심리적 안녕감 측정도구를 정신과간호사에 맞게 수정 보완하여 측정한 Choi와 Bae[26]의 연구결과(3.33점)와 비슷한 수준을 보였고, Ryff[14]가 개발한 심리적 안녕감 측정도구를 요인분석과 신뢰도 분석을 통해 치과위생사의 실정에 맞게 수정·보완하여 측정한 Kim[27]의 연구결과(3.04점)와 비슷한 수준을 보였다.
연구대상자의 일반적 특성에 따른 역할갈등은 기관의 규모(Pp=0.019)가 클수록, 총 임상경력(P=0.009)은 5년 이하가 10년 이상보다 높게 나타났고, 그룹 간 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 연령, 결혼여부, 직위에 따른 그룹 간 차이는 통계적으로 유의하지 않았다. 치과위생사의 역할갈등에 관한 연구가 미흡하여 직접 비교하기에는 한계가 있으나, 연령과 직위에 따른 그룹 간 차이를 보이지 않은 Hwang[16]의 연구와 동일한 결과이고, 총 경력 10년 이상 그룹이 5년 미만 그룹보다 역할갈등이 높게 나타난 것과 차이를 보였다. 일반적 특성에 따른 긍정심리자본은 기혼(P=0.003), 연령(P<0.001)과 직위(P<0.001), 총 임상경력(P<0.001)이 높을수록 긍정심리자본이 높게 나타났다. 이러한 결과는 Jeong과 Jung[28]의 연구와 동일한 결과를 보였다. 일반적 특성에 따른 심리적 안녕감은 연령(p=0.008)이 높을수록, 총 임상경력(P<0.001)이 높을수록 높게 나타났다. 이러한 결과는 총 임상경력 10년 이상이 5년 미만, 5년에서 10년 미만 그룹보다 심리적 안녕감이 높고 통계적으로 유의한 차이를 보인 Choi와 Bae[26]의 연구와 동일한 결과이다. 이러한 결과를 바탕으로 대형병원 및 치과병원/대학병원 치과에서는 5년차 이하의 저 연차 치과위생사의 역할갈등 감소를 위한 중재활동에 대한 노력이 필요할 것으로 생각된다.
심리적 안녕감은 개인의 삶에 대한 만족이 높고, 구성원으로의 기능을 잘 수행하고 있는 것을 말하며, 심리적 안녕감에 영향을 미치는 요인은 역할갈등과 긍정심리자본이었다. 역할갈등은 심리적 안녕감(β=-0.293, P<0.001)에 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났고, 긍정심리자본은 심리적 안녕감(β=0.727, P<0.001)에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 현재 역할갈등과 심리적 안녕감의 관계에 대한 선행연구를 찾을 수 없어 직접 비교하기에 한계가 있으나 Lee와 Yoon[29]의 연구에서 외식종사원의 직무스트레스 하위요소인 역할갈등, 역할모호는 심리적 안녕감의 하위요소인 자아수용과 긍정적 대인관계와 유의한 부(-)적 상관을 나타내고 역할갈등, 역할과다, 역할모호 등의 직무스트레스는 심리적 안녕감을 저하시키는 요인으로 나타났다. 선행연구[7,10]에서 심리적 안녕감에 긍정심리자본이 정(+)적인 영향을 미치는 요인으로 나타나 본 연구와 동일한 결과를 보였다. Kang과 Lee[7]의 연구에서 긍정심리자본의 하위요인 중 복원력은 심리적 안녕감에 조절효과를 보였다. 긍정심리자본은 교육 및 프로그램을 통해 개발이 가능한 잠재력이 있는 속성을 갖고 있어[30] 긍정심리자본 향상을 위한 중재프로그램 개발과 치과위생사의 업무범위 명확화를 통한 치과위생사의 역할갈등을 감소시키는 노력이 필요하다고 판단된다.
역할갈등은 긍정심리자본에 부(-)적 영향(β=-0.138, P=0.177)을 보이고, 긍정심리자본은 심리적 안녕감(β=0.727, P=0.001)에 정(+)적인 영향을 미치나, 역할갈등이 긍정심리자본에 미치는 영향이 통계적으로 유의하지 않아 역할갈등과 심리적 안녕감 간의 긍정심리자본의 매개효과는 확인할 수 없었다. 이러한 결과는 역할갈등이 긍정심리자본에 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타난 Hwang[16]의 연구와 동일한 결과이지만, 본 연구에서 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 역할갈등의 다양한 하위요인 중 역할모호와 자원부족만 긍정심리자본에 유의한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타난 Hwang[16]의 연구결과를 고려해 볼 때 역할갈등이 긍정심리자본과 반드시 인과관계를 갖기 보다는 역할갈등의 주요인에 따라 긍정심리자본의 효과가 다르게 나타날 수 있다는 추측이 가능할 것으로 보인다. 긍정심리자본은 자기효능감, 희망, 낙관주의, 복원력으로 구성되어 자신에게 주어진 업무수행의 성공에 대한 확신과 미래에 대한 희망을 갖고, 주어진 난관을 이겨내어 원래의 상태로 되돌아오는 복합적인 심리상태이다. 직업적 정체감과 인간관계 속에서 경험하는 갈등, 업무수행에 따른 적절한 보상과 지원이 충분하지 않음으로부터 발생하는 갈등 등 다양한 갈등이 복합적으로 얽혀있는 역할갈등이 강도보다 내용이 긍정심리자본에 더 중요한 영향을 미칠 수 있다는 점에서 향후 역할갈등의 하위요인과 긍정심리자본 간의 추가적인 연구가 필요할 것으로 판단된다.
본 연구의 제한점은 임상에 근무하고 있는 일부 치과위생사를 대상으로 하였기 때문에 연구결과를 일반화하기에 무리가 있으며, 현재 치과위생사의 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감에 관한 연구가 활발히 이루어지지 않아 다른 치과위생사 집단과의 비교가 어렵다는 한계점 갖는다. 향후 연구대상을 확대하여 역할갈등, 긍정심리자본, 심리적 안녕감에 관한 연관성에 관한 후속연구가 필요할 것으로 사료된다.
결론
본 연구는 치과위생사의 역할갈등과 긍정심리자본, 심리적 안녕감의 관계를 규명하고자 190명의 치과위생사를 대상으로 설문조사를 시행 후 분석하였다. 그 결과는 다음과 같았다.
1. 일반적 특성에 따른 역할갈등은 근무기관의 규모, 총 임상경력에서 유의한 차이를 보였고, 긍정심리자본은 연령, 직위, 총 임상경력에서 유의한 차이를 보였다. 심리적 안녕감은 연령과 총 임상경력에서 유의한 차이를 보였다.
2. 치과위생사의 역할갈등은 3.37점, 긍정심리자본 3.40점, 심리적 안녕감 3.24점이었다. 역할갈등 하위요인 중 가장 높은 것은 모호한 업무범위(3.74점)이었고 가장 낮은 것은 치과의사와의 관계갈등(2.93점)이었다. 긍정심리자본은 희망(3.55점), 낙관(3.44점), 복원력(3.38점), 자기효능감(3.27점)순이었다. 심리적 안념감은 긍정적 대인관계가 3.38점으로 가장 높았고, 자율성이 2.94점으로 가장 낮았다.
3. 치과위생사의 역할갈등이 낮을수록, 긍정심리자본이 높을수록 심리적 안녕감이 높아지는 것으로 나타났다. 역할갈등이 낮을수록 긍정심리자본이 높게 나타났지만 통계적으로 유의하지 않아 심리적 안녕감과 역할갈등 사이의 매개효과는 나타나지 않았다.
4. 심리적 안녕감에 역할갈등, 긍정심리자본이 미치는 총 효과 분석결과 긍정심리자본이 역할갈등보다 심리적 안녕감에 더 많은 영향을 미치는 요인으로 나타났다.
본 연구결과를 종합해 볼 때, 심리적 안녕감이 긍정심리자본, 역할갈등과 연관성이 있음을 알 수 있었다. 향후 치과위생사의 긍정심리자본과 심리적 안녕감을 증진시키고, 역할갈등을 감소시키기 위한 노력이 필요할 것으로 사료된다.
