전이효능감과 교육훈련 전이의 관계에서 상사지원의 조절효과

유의수준 (p) B s.e.

학습유의미성1 → 학습유의미성 1.000 .902

학습유의미성2 → 학습유의미성 .981 .046 .918 <.001 학습유의미성3 → 학습유의미성 .925 .050 .828 <.001

<표 Ⅲ-25> 학습 유의미성 측정도구 문항의 요인적재치

4) 전이효능감

전이효능감은 박종선, 김진모(2016)가 개발한 측정도구를 활용하였다. 박 종선, 김진모(2016)는 교육 후 자기효능감을 이 연구에서 다루는 전이효능 감과 동일한 개념으로 다루었으며, 교육 후 자기효능감이 기업 리더십 교육 프로그램에 참여한 차장진급자와 부장진급자의 교육 직후 전이의도에 영향 을 미치는 요인으로 두었다. 이러한 연구가설을 검증하기 위하여 김성완, 김재훈(2003)의 전이효능감 측정도구 중 3개 문항을 활용하여 교육 후 자기 효능감을 측정하였다. 박종선, 김진모(2016)의 교육 후 자기효능감 측정도구 는 5점 리커트 척도를 활용한 3개 문항으로 구성되어 있으며, 기업 사무직 근로자 120명을 대상으로 예비조사를 거쳐 측정도구의 타당성을 검증하였 고, 기업 리더십 교육 프로그램에 참여한 차장진급자와 부장진급자 172명을 대상으로 본조사를 실시한 결과, 문항의 내적일치도는 .944로 나타났다.

교육 프로그램 책임자 및 운영담당자 2명을 대상으로 전이효능감을 측 정하는 문항의 안면타당도를 검토받은 결과, 문항들은 리더십 교육 프로 그램 참가자들이 이해하기에 어려움이 없을 것으로 판단되어 수정하지 않고 설문조사에 활용하였다.

문항의 타당도와 신뢰도를 분석하기 위해서 확인적 요인분석을 수행하고 문항의 내적 일치도를 확인하였다. 측정모형은 단일요인으로 구성된 것으로 설정하였다. 문항이 3개인 단일요인 측정모형의 경우 자유도(degree of freedom)가 0으로, 모형 적합도가 완벽한 것으로 가정되며, 문항의 요인적 재치는 모두 .4 이상으로 나타나, 모든 문항이 교육훈련 전이를 적절히 설 명하고 있는 것으로 나타났다([그림 Ⅲ-10], <표 Ⅲ-26> 참조). 측정문항의 내적 일치도는 .926으로 나타나, 문항의 신뢰도가 확보된 것으로 나타났다.

[그림 Ⅲ-10] 전이효능감 측정모형 및 요인적재치

경로 비표준화 계수 표준화계수

()

유의수준 (p) B s.e.

전이효능감1 → 전이효능감 1.000 .876

전이효능감2 → 전이효능감 1.122 .049 .945 <.001 전이효능감3 → 전이효능감 1.047 .051 .879 <.001

<표 Ⅲ-26> 전이효능감 측정도구 문항의 요인적재치

5) 상사지원

상사지원을 측정하기 위해서는 Holton 외(2000)의 측정도구를 박종선, 김진모 (2016)가 번안한 측정도구를 활용하였다. 박종선, 김진모(2016)는 상사지원이 기 업 리더십 교육 프로그램에 참여한 차장진급자와 부장진급자의 교육 3개월 후 전이의도 및 교육훈련 전이에 영향을 미치는 요인으로 두었으며, 이러한 연구가 설을 검증하기 위하여 Holton 외(2000)가 개발한 LTSI version 2에서 제시한 6 개 문항을 번안한 문항으로 상사지원을 측정하였다. 박종선, 김진모(2016)의 상사 지원 측정도구는 5점 리커트 척도를 활용한 6개 문항으로 구성되어 있으며, 기업

사무직 근로자 120명을 대상으로 예비조사를 거쳐 측정도구의 타당성을 검증하

CMIN/df 4.210 ≤ 3 Hu & Bentler(1999) 부적합 RMR .016 ≤ .08 Browne & Cudeck(1993) 적합

GFI .954 ≤ .85 Hu & Bentler(1999) 적합

증분 적합 지수

IFI .981 ≤ .90 Bentler(1989) 적합

TLI .969 ≤ .90 Hair et al.(2010) 적합

보통 Hu & Bentler(1999) 양호

<표 Ⅲ-27> 상사지원 측정도구의 측정모형 적합도

측정모형의 수정을 위해 AMOS 22.0이 제공하는 수정지수를 참고하여 측정모형으로부터 제안된 공분산 설정에 따라 측정오차 e1과 e2를 공분 산으로 설정하였다(M.I.=20.844, Par Change=.058). 수정된 측정모형의 확인적 요인분석 결과, 측정모형의 적합도가 개선되어 모든 적합도 지수 는 적절한 수준인 것으로 나타났으며(<표 Ⅲ-28> 참조), 문항의 요인적 재치는 모두 .4 이상으로 나타나, 모든 문항이 상사지원을 적절히 설명하 고 있는 것으로 나타났다([그림 Ⅲ-11], <표 Ⅲ-29> 참조). 측정문항의

내적 일치도는 .947로 나타나, 문항의 신뢰도가 확보된 것으로 나타났다.

구분 적합도 지표 적합도 지수 판단 기준 판단 근거 해석

절대 적합 지수

CMIN/df 1.485 ≤ 3 Hu & Bentler(1999) 적합 RMR .010 ≤ .08 Browne & Cudeck(1993) 적합 GFI .986 ≤ .85 Hu & Bentler(1999) 적합

증분 적합 지수

IFI .998 ≤ .90 Bentler(1989) 적합

TLI .995 ≤ .90 Hair et al.(2010) 적합

Hu & Bentler(1999) 좋음

<표 Ⅲ-28> 상사지원 측정도구의 수정된 측정모형 적합도

다. 동일방법편의 검증

이 연구에서는 연구변인들을 측정하기 위해서 모두 자기보고 응답에 의한 설문자료를 활용하였기 때문에, 동일방법편의가 발생할 수 있을 가 능성이 있었다. 동일방법편의는 크게 연구설계 단계에서의 통제, 통계적 처리를 통한 통제 등의 두 가지 방법을 통해 확인할 수 있으며, 두 가지 방법 모두를 활용하여 동일방법편의를 최소화하려는 것이 가장 바람직하 다(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003).

이러한 논의에 따라 이 연구에서는 연구설계 단계에서의 통제와 통계 적 처리를 통한 통제 두 방법 모두를 활용하여 동일방법편의를 최소화하 고자 하였다. 연구설계 단계에서의 통제 관점에서는 각 변인의 측정시점 을 교육훈련 직후와 교육훈련 1개월 후 등 두 개의 시점으로 분리하였으 며, 통계적 처리를 통한 통제 관점에서는 Harman(1967)의 단일요인접근 법(single-factor test)을 활용하여 동일방법편의의 발생 여부를 확인하였 다. 단일요인접근법은 관찰변인들의 문항들에 대한 탐색적 요인분석을 실시하고, 가장 큰 설명력을 지니는 요인을 동일방법편의의 원인으로 간 주하는 것으로, 해당 요인의 설명변량이 50.0% 이상일 경우 동일방법편 의가 발생한 것으로 판단한다. 이 연구에서는 주성분 요인추출 방법과 베리맥스(varimax) 회전을 활용하여 동일방법편의를 확인하였다.

이 연구에서는 두 개의 분리된 측정시점별로 함께 측정한 변인들의 동 일방법편의 여부를 확인하였다. 먼저, 교육훈련 직후에 측정한 7개 변인 에 대한 단일요인접근법 수행 결과, 가장 큰 설명력을 지니는 요인의 설 명력이 11.073%로, 판단기준인 50.0%보다 낮아 동일방법편의가 발생하 지 않은 것으로 판단하였다. 교육훈련 1개월 후에 측정한 2개 변인에 대 한 단일요인접근법 수행 결과, 가장 큰 설명력을 지니는 요인의 설명력 이 47.288%로, 판단기준인 50.0%보다 낮아 동일방법편의가 발생하지 않 은 것으로 판단하였다.

4. 자료수집

이 연구에서는 동일방법편의 발생을 최소화시키기 위함과 더불어 변인의 특 성에 따른 측정시기의 적절성을 제고하기 위해서 설문조사를 교육훈련 직후와 교육훈련 종료 1개월 후 두 차례에 걸쳐 자료를 수집하였다. 먼저, 교육훈련설 계 속성에 대한 인식과 학습 유의미성, 전이효능감의 경우 그 인식에 대한 왜곡 없이 회상할 수 있는 시기를 교육훈련 종료 직후로 판단하였기 때문에, 이들 변 인은 교육이 종료된 직후에 수집하도록 하였다. 이를 위해서 연구대상 교육 프 로그램의 책임자 및 운영담당자의 협조를 구하고, 연구대상으로 지정된 차수의 교육 프로그램이 종료된 직후에 온라인 설문을 통해 자료를 수집하였다.

교육훈련 전이에 대한 인식은 교육훈련 종료 1개월 후에 수집하였다. 교육 훈련 전이의 측정 시기는 정확한 시간적 기준으로 산정하기 어렵지만 Taylor, Russ-Eft와 Taylor(2009)의 메타연구에서는 관리자 교육훈련의 전이와 관련된 56개 연구에서 교육훈련 종료 후 0~18개월에 이르는 사후측정의 시간적 지연 은 교육훈련 전이의 크기에 영향을 미치지 않는 것으로 보고한 점에 착안하여, 이 연구를 위한 설문조사는 교육 프로그램이 종료된 후 1개월에 측정하였다.

한편, 상사지원에 대한 인식도 교육훈련 종료 1개월 후에 측정하였다.

이는 리더십 교육 직후보다는 리더십 역량을 현업에서 발휘하고자 하는 환경에서 연구대상자가 인식하는 교육훈련 전이에 대한 팀의 환경적 특성 을 보다 심도 있게 이해할 수 있을 것으로 판단하였기 때문이다. 이와 관 련하여 현영섭(2009)의 잠재성장모형을 활용한 연구에서는 업무환경 요인 으로 설정한 상사의 지원이 초기 전이 수준에 미친 영향(β=.19)에 비해 전이의 변화량에 미친 영향(β=.36)이 높은 것으로 나타났으며, 해당 연구 에서 설정한 다른 변인들보다 강력한 영향을 보였다고 보고한 바 있다.

교육 프로그램이 종료된 1개월 후 자료의 수집을 위해서 연구대상 교 육 프로그램의 책임자 및 운영담당자의 협조를 구하고, 연구대상으로 지 정된 차수의 교육 프로그램을 수료한 참가자 중 교육훈련 직후 설문에 응답한 사람들을 대상으로 온라인 설문을 통해 자료를 수집하였다.

이상의 내용을 종합하여 변인별 측정시점을 정리하면 <표 Ⅲ-30>과 같다.

2차 7/16-19 7/19-30 8/19-27

B사 팀장

1차 5/7-8 5/29-6/13 7/1-17 2차 5/9-10 5/29-6/13 7/1-17 3차 5/14-15 5/29-6/13 7/1-17 4차 5/21-22 5/29-6/13 7/1-17 5차 5/30-31 5/31-6/7 7/1-17 6차 6/4-5 6/5-14 7/1-17

C사 신임팀장

1차 5/27-31 5/31-6/12 7/12-21 2차 6/10-14 6/10-7/4 7/17-31 3차 6/24-28 6/28-7/5 7/26-8/6 4차 7/8-12 7/12-19 8/14-8/20 5차 7/22-26 7/26-8/13 8/26-9/4

D사

신임시니어팀장 1차 9/5-6 9/6-17 10/7-15 신임주니어팀장 1차 9/19-20 9/20-10/1 10/23-11/4

2차 9/26-27 9/27-10/8 10/28-11/5 3차 10/10-11 10/11-10/22 11/11-11/19 주: 모든 일정은 2019년도 기준임.

<표 Ⅲ-31> 기업별 교육 프로그램 교육일정 및 조사일정

이러한 절차를 통해 수집된 교육훈련 종료 직후와 교육훈련 종료 1개 월 후 설문에 모두 응답한 응답자 수는 284명이었다. 분석에 앞서 응답 데이터 중 이상치가 있는지를 확인할 필요가 있었다. 이상치(outlier)는 설명변인의 관측치 범위 내에서 적합 회귀선에서 벗어난 관측치로, 회귀 모형 적합도와 계수를 떨어뜨리는 문제를 야기하기 때문에 이를 식별하 고 제거하는 등의 조치가 필요한데, 일반적으로 관측치의 스튜던트화 잔 차(studentized residual)의 절대값이 3 이상인 관측치를 이상치로 본다 (James, Witten, Hastie, & Tibshirani, 2013). 이상치 확인을 위해 통계 소프트웨어인 R Statistics 3.6.1을 활용해 학습 유의미성에 대한 교육훈

이러한 절차를 통해 수집된 교육훈련 종료 직후와 교육훈련 종료 1개 월 후 설문에 모두 응답한 응답자 수는 284명이었다. 분석에 앞서 응답 데이터 중 이상치가 있는지를 확인할 필요가 있었다. 이상치(outlier)는 설명변인의 관측치 범위 내에서 적합 회귀선에서 벗어난 관측치로, 회귀 모형 적합도와 계수를 떨어뜨리는 문제를 야기하기 때문에 이를 식별하 고 제거하는 등의 조치가 필요한데, 일반적으로 관측치의 스튜던트화 잔 차(studentized residual)의 절대값이 3 이상인 관측치를 이상치로 본다 (James, Witten, Hastie, & Tibshirani, 2013). 이상치 확인을 위해 통계 소프트웨어인 R Statistics 3.6.1을 활용해 학습 유의미성에 대한 교육훈