Journal of Korean Society of Dental Hygiene (J Korean Soc Dent Hyg)
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Journal of Korean Society of Dental Hygiene
Open access, Peer Reviewed
pISSN 2287-1705, eISSN 2288-2294
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Journal of Korean Society of Dental Hygiene Open access, Peer Reviewed
pISSN 2287-1705, eISSN 2288-2294
Yoon-Kyung Suh1
, Sang-Eun Moon2
1Asan City Health Center
2Department of Dental Hygiene, Kwangju Women’s University
Correspondence to Sang-Eun Moon, Department of Dental Hygiene, Kwangju Women’s University, 61 Yeodae-gil, Gwangsan-gu, Gwangju-si, 62396, Korea. Tel: +82-62-950-3840, Fax: +82-62-950-3841, E-mail: mrsaone@hanmail.net
Volume 26, Number 3, Pages 393–401, June 2026.
J Korean Soc Dent Hyg 2026;26(3):393–401. https://doi.org/10.13065/jksdh.2026.26.3.12
Received on April 16, 2026, Revised on May 11, 2026, Accepted on May 30, 2026, Published on June 30, 2026.
Copyright © 2026 Journal of Korean Society of Dental Hygiene.
This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License(http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0).
Dental hygienist, Grit, Motivation to participate in continuing education, Positive psychological capital, Professional self-concept
최근 빠르게 변화하는 의료기술과 실무 환경에 대응하기 위해 치과위생사에게는 지속적인 학습과 전문성 개발이 요구되고 있다. 특히 디지털 장비의 도입 확대와 예방 중심 진료 패러다임의 강화에 따라 치과위생사에게 요구되는 역할과 직무 역량 또한 다양해지고 있다. 치과위생사는 졸업 후에도 학위 취득과 자기계발을 위한 계속교육에 참여하여 전문 분야의 범위를 확대하고 질 높은 진료를 제공하고 있다[1]. 특히 국가적 차원에서 도입된 면허신고제와 보수교육 이수 의무화는 치과위생사에게 계속교육 참여를 필수적인 제도적 요구사항으로 강화시켰다[2]. 이러한 제도적 의무화에도 불구하고, 계속 교육의 실질적 성과는 학습자의 자발적 동기 수준에 따라 크게 달라질 수 있으며, 교육의 효과를 극대화하기 위해서는 임상 실무를 반영하고 학습자의 요구를 고려한 계속교육이 제공될 필요가 있다[3].
계속교육은 특정 분야의 전문성 향상을 위해 개인이 선택하는 모든 학습활동을 의미하며[4], 성공적인 수행을 위해서는 교육에 참여하려는 동기가 가장 중요한 선행 요건으로 작용한다[5]. 특히 치과위생사의 직무능력은 환자에게 직접적인 영향을 미치므로, 평생교육의 일환으로서 계속교육은 필수적이며 이 과정에서 개인의 심리적 기반이 중요한 역할을 한다[6]. 이러한 특성은 장기적인 전문성 개발과 자기 주도적 학습활동인 계속 교육 참여동기와 밀접한 관련성이 있을 것으로 판단된다.
이러한 맥락에서 최근 주목받는 심리 변인인 그릿(grit)은 장기적인 목표를 향한 끈기와 열정을 의미하며, 성취를 예측하는 핵심 요인으로 확인되고 있다. 그릿은 훈련과 환경을 통해 변화 가능한 특성으로, 어려운 근무 환경에서도 이를 성장의 기회로 삼게 하는 중요한 심리적 자원이다[7]. 전문적 성장을 지속하기 위해서는 이러한 그릿과 더불어 긍정적인 내적 강화가 요구된다[8].
또 다른 핵심 변인인 긍정심리자본은 과업 성취에 대한 자신감, 희망, 복원력 등을 포함하는 긍정적 인지 상태로 목표 달성과 성과 향상을 돕는 역량이다[9]. 선행연구에 따르면 긍정심리자본은 학습 참여에 직접적인 영향을 미치며, 학업 지속 의향을 예측하는 주요 요인으로 나타났다[10]. 또한 전문직 자아개념은 전문 직업인으로서의 자기 인식과 역할에 대한 이해를 의미하며, 교육과 실무 경험을 통해 지속적으로 발달한다[11]. 이는 직무 수행 능력과 조직 적응을 향상시키는 핵심 요인이며, 계속교육 참여의 주요한 영향 요인으로 보고되고 있다[3]. 이러한 선행연구들을 종합해 볼 때, 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념은 치과위생사의 전문성 개발과 자기성장에 대한 태도에 영향을 미치며, 계속교육에 참여하려는 동기에 중요한 요인으로 작용할 수 있다.
치과위생사의 교육 욕구 증가와 제도적 변화에도 불구하고, 계속교육 참여동기에 관한 연구는 학습전이나 삶의 만족도에 미치는 영향, 전문직 자아개념, 업무수행능력, 조직몰입 등의 영향에 국한되어 있었다. 특히 치과위생사를 대상으로 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념과 같은 심리·전문성 요인과 계속교육 참여동기와의 관련성을 다각적으로 분석한 연구는 제한적이다[12].
따라서 본 연구는 치과위생사를 대상으로 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념과 계속교육 참여동기의 관련성을 분석하여, 향후 계속교육 참여 활성화를 위한 기초자료를 제공하고자 한다.
본 연구는 서울·경기, 대전·세종·충청, 광주·전라 소재의 치과 병·의원 및 관련 기관에서 만 1년 이상 근무 중인 치과위생사를 대상으로 하였다. 광주여자대학교 생명윤리위원회(IRB)의 연구 윤리 승인을 받은 후 (IRB 승인 번호: 1041465-202505-HR-001-21), 2025년 7월 7일부터 2025년 7월 30일까지 온라인 설문 링크를 배포하여 자기기입식 설문조사를 실시하였다. 표본 수는 G*Power 3.1.9.7 소프트웨어를 통해 산출하였으며, 다중회귀분석을 위해 효과크기 0.15, 유의수준 0.05와 검정력 0.95, 예측변수 14개로 표본 크기를 기준으로 설정하였다. 산출한 결과 최소표본의 크기는 194명으로 산출되었다. 본 연구에 참여한 대상자는 약 10%의 탈락률을 고려하여 211부를 배부하였고, 누락 또는 불성실한 응답자 1부를 제외한 210부를 최종 자료 분석에 포함하였다.
본 연구에 사용된 설문도구는 그릿의 측정을 위해 선행연구[13]을 참고하여 10문항으로 Likert 5점 척도로 구성되었으며 부정적 문항인 4문항은 역코딩 처리하였다. 긍정심리자본, 전문직 자아개념, 계속교육 참여동기는 선행연구[12,14,15]의 문항을 사용하여 긍정심리자본 24문항, 전문직 자아개념 20문항, 계속교육 참여동기 30문항으로 Likert 5점 척도로 구성하였다. 이 중 긍정심리자본 3문항, 전문직 자아개념 3문항은 역코딩 처리하였다. 일반적 특성을 제외한 Cronbach’s alpha는 그릿 0.791, 긍정심리자본 0.908, 전문직 자아개념 0.879, 계속교육 참여동기 0.92이었다.
치과위생사의 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념 및 계속교육 참여동기의 수준은 평균과 표준편차를 이용해 산출하였고, 빈도분석을 실시하였다. 일반적 특성에 따라 변수 간 차이를 검토하기 위해 독립표본 t-test 및 ANOVA를 통해 분석하고 Scheffé의 방법으로 사후검정을 실시하였다. 변수 간의 연관성을 분석하기 위해 상관분석을 실시하였다. 계속교육 참여동기에 미치는 요인을 파악하기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 다중공선성 검토 결과 공차한계와 VIF 값이 기준 범위 내에 있어 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다. 수집된 자료의 분석은 IBM SPSS Statistics (ver. 22.0; IBM Corp., Armonk, NY, USA) 통계 프로그램을 이용하여 분석하였고, 통계적 유의성 판정을 위한 유의수준은 0.05로 설정하였다.
대상자의 주요 변수는 평균과 표준편차를 산출하여 분석하였으며, 그 결과는 다음과 같다. 그릿은 3.87점, 긍정심리자본은 4.11점, 전문직 자아개념은 4.10점, 계속교육 참여동기는 4.26점이었다<Table 1>.
Table 1. Descriptive statistics of the main variables
| Variables | Mean±SD |
|---|---|
| Grit | 3.87±0.60 |
| Positive psychological capital | 4.11±0.49 |
| Professional self-concept | 4.10±0.49 |
| Motivation to participate in continuing education | 4.26±0.44 |
SD: standard deviation
일반적 특성에 따른 치과위생사의 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념, 계속교육 참여동기를 분석한 결과 경력 초기(1–3년) 집단과 근무 지역에 따라 모든 주요 변수의 평균이 상대적으로 높게 나타났다.
그릿은 미혼인 그룹(3.93±0.61, p<0.05), 경력이 1–3년 이하(3.99±0.63, p=0.001), 근무 지역에 따라 서울·경기(3.98±0.53, p=0.001), 직위가 팀원(3.69±0.61, p<0.001), 월 소득 251–300만 원(4.03±0.52, p<0.05), 계속교육 참여 만족(3.91±0.59, p<0.01)에서 그릿이 높게 나타났다. 긍정심리자본은 연령이 29–34세 이하(4.25±0.44, p<0.01), 경력이 1–3년 이하(4.22±0.49, p<0.01), 근무 지역에 따라 서울·경기(4.23±0.38, p<0.001), 직위가 팀원(4.15±0.50, p<0.05)에게서 높게 나타났다. 전문직 자아개념은 연령이 29–34세 이하(4.23±0.37, p<0.05), 경력이 1–3년 이하(4.19±0.52, p<0.05), 근무 지역에 따라 서울·경기(4.19±0.40, p<0.001)에서 높게 나타났다. 계속교육 참여동기는 연령이 29–34세 이하(4.34±0.38, p<0.05), 경력이 1–3년 이하(4.36±0.27, p<0.01), 근무 지역에 따라 서울·경기(4.30±0.42, p<0.05)에서 높게 나타났다<Table 2>.
Table 2. Differences in key variables according to general characteristics (N=210)
| Characteristics | Division | N (%) | Grit | Positive psychological capital | Professional self-concept | Motivation to participate in continuing education | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Mean±SD | t/F(p*) | Mean±SD | t/F(p*) | Mean±SD | t/F(p*) | Mean±SD | t/F(p*) | |||
| Age (yr) | 23-28 | 91(43.3) | 3.90±0.68 | 2.187(0.115) | 4.08±0.55ab | 5.540(0.005) | 4.04±0.60ab | 4.525(0.012) | 4.27±0.35ab | 3.886(0.022) |
| 29-34 | 73(34.8) | 3.95±0.52 | 4.25±0.44b | 4.23±0.37b | 4.34±0.38b | |||||
| ≥35 | 46(21.9) | 3.72±0.51 | 3.96±0.37a | 3.99±0.39a | 4.11±0.63a | |||||
| Marital status | Unmarried | 157 (74.8) | 3.93±0.61 | 2.289(0.023) | 4.15±0.52 | 1.925(0.056) | 4.11±0.53 | 0.843(0.400) | 4.29±0.39 | 1.699(0.094) |
| Married | 53(25.2) | 3.71±0.54 | 4.00±0.37 | 4.05±0.39 | 4.15±0.56 | |||||
| Highest level of education | College graduate | 79(37.6) | 3.79±052 | −1.637(0.103) | 4.15±0.50 | 0.957(0.340) | 4.13±0.50 | 0.782(0.435) | 4.32±0.47 | 1.474(0.142) |
| ≥Bachelor’s degree | 131(62.4) | 3.93±0.64 | 4.09±0.48 | 4.08±0.50 | 4.22±0.42 | |||||
| Career (yr) | 1-3 | 96 (45.7) | 3.99±0.63b | 7.388(0.001) | 4.22±0.49b | 5.140(0.007) | 4.19±0.52 | 3.196(0.043) | 4.36±0.27b | 4.800(0.009) |
| 4-9 | 63 (30.0) | 3.92±0.55ab | 4.08±0.52ab | 4.03±0.50 | 4.18±0.44ab | |||||
| ≥10 | 51 (24.3) | 3.61±0.51a | 3.96±0.39a | 4.00±0.40 | 4.17±0.63a | |||||
| Region | Seoul/Gyeonggi | 141(67.1) | 3.98±0.53 | 3.533(0.001) | 4.23±0.38 | 4.463(<0.001) | 4.19±0.40 | 3.758(<0.001) | 4.30±0.42 | 2.124(0.036) |
| Others | 69 (32.9) | 3.66±0.67 | 3.88±0.59 | 3.90±0.60 | 4.16±0.47 | |||||
| workplace | Dental clinic | 154(73.3) | 3.86±0.61 | −0.566(0.572) | 4.13±0.48 | 0.797(0.427) | 4.11±0.50 | 0.730(0.466) | 4.26±0.46 | −0.061(0.951) |
| ≥Dental hospital | 56(26.7) | 3.91±0.57 | 4.07±0.51 | 4.06±0.49 | 4.26±0.38 | |||||
| Position | Staff | 155(73.8) | 3.96±0.61 | 3.556(<0.001) | 4.15±0.50 | 2.113(0.036) | 4.12±0.51 | 1.374(0.171) | 4.27±0.38 | 0.482(0.631) |
| ≥Team leader | 55 (26.2) | 3.63±0.48 | 3.99±0.43 | 4.02±0.43 | 4.23±0.58 | |||||
| Job duties | Clinical assistance | 176 (83.8) | 3.90±0.61 | 1.706(0.090) | 4.14±0.50 | 1.699(0.091) | 4.10±0.50 | 0.468(0.640) | 4.27±0.39 | 0.423(0.674) |
Others (education,counseling, etc.) | 34 (16.2) | 3.71±0.50 | 3.98±0.40 | 4.06±0.45 | 4.22±0.65 | |||||
Monthly income (10,000KRW) | ≤250 | 57(27.1) | 3.83±0.73ab | 4.378(0.014) | 4.03±0.65 | 2.066(0.129) | 4.01±0.65 | 1.917(0.150) | 4.31±0.46 | 1.433(0.241) |
| 251-300 | 73(34.8) | 4.03±0.52b | 4.20±0.39 | 4.18±0.40 | 4.29±0.37 | |||||
| ≥301 | 80(38.1) | 3.76±0.53a | 4.09±0.41 | 4.08±0.44 | 4.19±0.49 | |||||
| Intention to participate in continuing education | Yes | 149 (71.0) | 3.91±0.59 | 1.302(0.194) | 4.10±0.46 | −0.337(0.737) | 4.10±0.47 | 0.084(0.933) | 4.27±0.38 | 0.465(0.643) |
| No | 61(29.0) | 3.79±0.61 | 4.13±0.55 | 4.09±0.56 | 4.23±0.56 | |||||
| Satisfaction with participation in continuing education(n=149) | Yes | 139(93.3) | 3.95±0.58 | 3.064(0.003) | 4.13±0.43 | 1.986(0.077) | 4.13±0.42 | 2.004(0.075) | 4.27±0.37 | 0.350(0.734) |
| No | 10(6.7) | 3.37±0.52 | 3.68±0.71 | 3.63±0.79 | 4.21±0.55 | |||||
SD: standard deviation; KRW: Korean won.
*by t-test or one-way ANOVA.
abThe same characters were not significant by Scheffé’s post-hoc analysis.
주요 변수 간의 관계를 파악하기 위해 상관분석을 수행하였으며, 그 결과는 <Table 3>과 같다. 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념, 계속교육 참여동기는 모두 양의 상관관계가 있었다. 그릿은 긍정심리자본(r=0.679, p<0.001), 전문직 자아개념(r=0.641, p<0.001), 계속교육 참여동기(r=0.368, p<0.001)와 모두 유의한 양의 상관관계를 보였다. 긍정심리자본은 전문직 자아개념(r=0.879, p<0.001), 계속교육 참여동기(r=0.517, p<0.001)와 유의한 양의 상관관계, 전문직 자아개념은 계속교육 참여동기(r=0.503, p<0.001)와 유의한 양의 상관관계를 보였다. 상관분석 결과 일부 변수 간 높은 상관관계가 나타났으나, 다중공선성 검토 결과 VIF 값이 기준 범위 내에 있어 회귀분석 적용에는 문제가 없는 것으로 판단되었다.
| Variables | Grit | Positive psychological capital | Professional self-concept | Motivation to participate in continuing education |
|---|---|---|---|---|
| Grit | 1 | |||
| Positive psychological capital | 0.679*** | 1 | ||
| Professional self-concept | 0.641*** | 0.879*** | 1 | |
| Motivation to participate in continuing education | 0.368*** | 0.517*** | 0.503*** | 1 |
**p<0.01, ***p<0.001, by Pearson’s correlation coefficient
대상자의 계속교육 참여동기에 영향을 미치는 요인을 확인하기 위하여 독립변수로 더미변수 처리한 연령, 경력, 지역, 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념과 종속변수로 계속교육 참여동기로 하여 다중회귀분석을 실시한 결과, 분석된 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=11.009, p<0.001). 모형의 설명력은 27.7%(adj. R²=0.277)로 나타났다<Table 4>.
독립변수 중 긍정심리자본(β=0.311, p<0.05)은 계속교육 참여동기와 유의한 관련성을 보였으며, 그릿, 전문직 자아개념, 연령, 경력, 지역은 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 또한, 변수 간 다중공선성 검토 결과 공차한계(Tolerance)와 분산팽창지수(VIF)는 모두 허용 범위 내에 있어 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다.
Table 4. Factors affecting motivation to participate in continuing education
| Variables | B | SE | β | t | p* |
|---|---|---|---|---|---|
| (Constant) | 2.270 | 0.243 | 9.330 | <0.001 | |
| Age (yr) ≥35 (ref.) | |||||
| Age (yr) (23-28) | 0.129 | 0.123 | 0.145 | 1.049 | 0.295 |
| Age (yr) (29-34) | 0.174 | 0.102 | 0.188 | 1.707 | 0.089 |
| Career (yr) ≥10 (ref.) | |||||
| Career (yr) (1-3) | −0.003 | 0.120 | −0.003 | −0.022 | 0.983 |
| Career (yr) (4-9) | −0.144 | 0.103 | −0.150 | −1.390 | 0.166 |
| Region (Others) (ref.) | |||||
| Region (Seoul/Gyeonggi) | −0.063 | 0.061 | −0.067 | −1.019 | 0.309 |
| Grit | 0.031 | 0.062 | 0.041 | 0.492 | 0.623 |
| Positive psychological capital | 0.281 | 0.120 | 0.311 | 2.339 | 0.020 |
| Professional self-concept | 0.167 | 0.113 | 0.187 | 1.472 | 0.143 |
| R2=0.305, adj.R2=0.277, F=11.009, p<0.001, DW=1.914 | |||||
*by multiple regression analysis.
본 연구는 치과 병·의원에 종사하는 치과위생사를 대상으로 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념이 계속교육 참여동기에 미치는 영향을 파악하고, 계속교육 참여 활성화를 위한 기초자료를 제공하고자 수행하였다.
일반적 특성에 따른 그릿은 결혼, 경력, 지역, 직위, 월 소득, 계속교육 참여 만족 여부에서 차이가 있었고, 서울·경기 지역에 근무하며 경력은 1–3년이고, 직위가 낮으며 월 소득 251–300만 원인 그룹과 계속교육에 대한 만족도가 높은 미혼자에서 그릿 수준이 상대적으로 높게 나타났다. 저연차 치과위생사에서 그릿이 높게 나타난 것은 저연차 치과위생사의 자기계발 및 성장 지향적 특성과 관련이 있을 가능성이 있다. Jung과 Jeong[16]의 연구에서도 초기 경력 단계에서 그릿이 중요한 변인으로 나타난 점은 본 연구와 일부 유사하다. 또한 수도권 지역에서 높은 수준을 보인 것은 교육 기회 및 근무환경의 차이에 따른 영향으로 판단된다. 따라서 조직 차원에서는 긍정적인 피드백과 지원 환경을 조성하여 개인의 심리적 자원을 강화할 필요가 있다.
긍정심리자본은 연령, 경력, 지역, 직위에서 차이가 있었고, 서울·경기 지역에 근무하며 연령은 29–34세로, 경력 1–3년이고 직위가 낮은 그룹에서 긍정심리자본이 높게 나타났다. 이는 Shin과 Choi[17]의 연구와 유사한 결과이다. 특히 저연차 집단에서 긍정심리자본이 높은 것은 치과의원 임상 현장에서 다양한 실무 경험과 높은 업무 참여를 통해 성취감과 역량 발휘의 기회를 상대적으로 많이 경험하기 때문으로 해석될 수 있다. 이에 따라 신규 치과위생사의 초기 적응과 긍정심리자본 유지를 위해 경력직 치과위생사가 긍정적 역할 모델로 기능할 수 있는 멘토링 체계 구축과 심리 기반 교육 프로그램 운영을 통해 긍정심리자본을 유지·강화할 필요가 있다.
전문직 자아개념은 연령, 경력, 지역에서 차이가 있었고, 서울·경기 지역에 근무하며 연령은 29–34세가 35세 이상보다, 경력은 1–3년이 10년 이상보다 전문직 자아개념이 높게 나타났다. 이는 Min 등[18], Lee와 Ji[19]의 연구 결과와 부분적으로 일치하였다. 이러한 결과는 전문직 역할에 대한 긍정적 인식과 전문성 개발에 대한 높은 기대 수준과 관련이 있을 가능성을 시사한다. 따라서 제도적 지원과 교육 프로그램을 통해 전문직 자아개념을 지속적으로 강화할 필요가 있다.
계속교육 참여동기는 연령, 경력, 지역에서 차이가 있었고, 서울·경기 지역에 근무하며 연령은 29–34세가 35세 이상보다, 경력 1–3년이 10년 이상보다 계속교육 참여동기가 높게 나타났다. 이는 Bae[20]의 연구와 유사한 결과이다. 이는 저연차 치과위생사가 임상 역량 향상과 경력 개발에 대한 요구를 상대적으로 높게 인식하고, 자기계발에 대한 동기가 높기 때문과 관련이 있을 가능성이 있다[21]. 따라서 개인의 노력과 능력 향상이 조직 내에서 공식적으로 인정될 수 있도록 보상체계, 인센티브, 교육비 지원 등 실질적인 지원이 필요하다.
본 연구대상자의 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념 및 계속교육 참여동기는 대부분의 선행연구와 비교하여 유사하거나 상대적으로 높은 수준으로 나타났다[13,17,19–25]. 특히 그릿은 치과위생사 대상 선행연구보다 높고 간호사를 대상 연구와는 유사한 수준이었다[13,22,23]. 또한 긍정심리자본, 전문직 자아개념 및 계속교육 참여동기 역시 선행연구보다 상대적으로 높은 수준으로 나타났다[17,19–21,24,25]. 이러한 결과는 치과위생사가 변화하는 임상 환경 속에서 전문성 향상과 자기개발의 중요성을 높게 인식하고 있음을 시사한다.
치과위생사의 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념, 계속교육 참여동기의 상관관계를 확인한 결과 모두 양의 상관관계를 보였으며, 이는 Byun[12], Kim 등[25], Bae[20], Lee와 Lee[21]의 연구와 유사한 결과이다. 치과위생사를 대상으로 한 선행논문이 부족하여 직접적인 비교분석에 제한점은 있으나, 성인 학습자 대상 연구에서도 긍정심리자본이 높을수록 학습 동기가 높아지는 것으로 보고되어[26], 본 연구 결과를 지지한다. 따라서 치과위생사의 긍정적인 학습 경험과 자기효능감 형성을 지원할 수 있도록 교육 운영 및 현장 지원 체계에 대한 개선이 필요하다.
특히 긍정심리자본은 계속교육 참여동기와 유의한 관련성이 있는 주요 요인으로 나타났으며, 이는 학습자가 성취감과 자신감을 경험할 수 있는 교육 환경의 중요성을 시사한다. 이에 따라 향후 계속교육은 임상 적용성과 참여 경험을 강화하는 방향으로 운영될 필요가 있다. 반면, 그릿과 전문직 자아개념은 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 이는 Choi와 Han[27], Hong과 Nam[28], Bae[20]의 연구와는 상이한 결과이다. 이러한 차이는 치과위생사의 계속교육 참여가 교육 환경의 영향만으로 설명되기보다는, 개인의 학습 태도와 직업 인식과 같은 개인적 요인이 함께 작용한 결과로 해석될 수 있다. 따라서 계속교육은 제도적 요구를 넘어, 치과위생사 개인의 전문직 정체성과 소명감을 강화할 수 있는 방향으로 운영될 필요가 있다.
본 연구는 일부 지역의 치과위생사를 대상으로 한정되어 결과의 일반화에 한계가 있으며, 관련 선행연구가 부족하여 비교에 제한이 있었다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 계속교육 참여동기와 관련된 주요 심리적 요인을 통합적으로 분석하고, 특히 긍정심리자본의 중요성을 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 추후 연구에서는 연구 대상의 범위를 다양한 지역과 기관으로 확대하여 연구 결과의 일반화 가능성을 높일 필요가 있다. 아울러 치위생 분야에서 긍정심리자본과 다양한 변인들과의 후속 연구가 지속적으로 이루어진다면, 계속교육 참여동기에 대한 보다 깊이 있는 논의가 가능할 것이다.
이러한 연구 결과를 바탕으로 치과위생사의 계속교육 참여 활성화를 위해서는 교육 프로그램 측면에서 단순한 지식 전달을 넘어 자기효능감과 복원력을 강화할 수 있는 심리 기반 직무 교육의 설계가 필요하다. 특히 저연차 치과위생사의 높은 성장 욕구를 반영하여 핸즈온(Hands-on) 실무 교육과 최신 디지털 장비 활용 교육 등 체험 중심의 프로그램을 확대할 필요가 있다. 또한 실시간 스트리밍과 오프라인 실습을 결합한 복합형 교육 모델을 활성화함으로써 시간과 장소의 제약을 줄이고, 학습자의 접근성과 참여 편의성을 높일 필요가 있다.
한편 조직 차원에서는 계속교육 참여가 실제 임상 역량 향상으로 이어질 수 있도록 원내 멘토링 체계를 활성화하고, 교육 이수 내용을 임상 현장에 적용할 수 있는 자율적인 환경을 조성할 필요가 있다. 또한 교육비 지원과 인센티브 제공 등의 실질적인 보상 체계를 마련하여 개인의 노력이 조직 내에서 공식적으로 인정받을 수 있도록 해야 한다. 이를 통해 치과위생사의 지속적인 계속교육 참여를 유도하고 활성화할 수 있는 기반이 마련될 것으로 생각된다.
본 연구는 서울·경기, 대전·세종·충청, 광주·전라 소재 치과 병·의원 및 관련 기관에 재직 중인 치과위생사 210명을 대상으로 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념이 계속교육 참여동기와의 관련성을 분석하여, 계속교육 참여를 활성화하기 위한 심리·전문성 요인의 중요성을 확인하고자 한다.
1. 그릿, 긍정심리자본, 전문직 자아개념 및 계속교육 참여동기는 연령, 경력, 근무 지역 등 일부 일반적 특성에 따라 차이를 보였으며, 특히 경력 초기(1–3년)와 서울·경기 지역 근무 집단에서 상대적으로 높은 수준을 보였다.
2. 치과위생사의 긍정심리자본은 계속교육 참여동기와 유의한 양의 상관관계를 보였으며, 긍정심리자본이 높을수록 계속교육 참여동기도 높은 경향을 나타냈다.
3. 치과위생사의 계속교육 참여동기에 유의한 관련성을 보인 주요 요인은 긍정심리자본이었다.
이상의 결과는 치과위생사의 계속교육 참여를 활성화하기 위해 긍정심리자본을 강화할 수 있는 심리 기반 교육 프로그램과 현장 적용 중심의 중재 전략이 중요함을 시사한다.
This article is based on a part of the first author’s master’s thesis from Kwangju Women’s University.
Conceptualization: Yoon-Kyung Suh, Sang-Eun Moon; Data collection: Yoon-Kyung Suh; Formal analysis: Yoon-Kyung Suh; Writing-original draft: Yoon-Kyung Suh; Writing-review&editing: Yoon-Kyung Suh, Sang-Eun Moon.
The authors declared no conflicts of interest.
None
This study was approved by the Institutional Review Board (IRB) of Kwangju Women’s University (IRB No. 1041465-202505-HR-001-21)
The data supporting the findings of this study are available from the corresponding author upon reasonable request.
None.
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