조사도구 - 연구 방법 - 대기업 사무직 근로자의 사회적 네트워크, 직무자율성 및 경력개발지원이 경력적응성에 미치는 영향

III. 연구 방법

3. 조사도구

이 연구에서의 연구목적을 달성하기 위한 조사도구로 질문지를 사용한다. 박 도순(2004)에 의하면, 질문지는 개인의 생각, 태도, 감정 등에 관한 관찰하기 힘든 구인에 대한 정보를 얻기 위해 사용된다는 점에서 이 연구에 적합하다고 판단하였다. 질문지는 경력적응성과 사회적 네트워크, 직무자율성, 경력개발지 원, 그리고 인구통계학적 특성 등으로 구성하여, 총 64문항으로 구성하였다.

구분 문항번호 문항 수

경력적응성을 측정하기 위해 Savickas와 Porfeli(2012)가 개발한 CAAS(Career Adapt-Ability Scale) 도구를 Tak(2012)이 번안한 도구와 정지 은(2013)에서 사용된 측정도구를 이 연구의 목적과 대상에 맞게 수정하였으며,

적응성의 내적 일치도 계수는 .93으로 나타났다. 각 하위요인별 내적 일치도 계수를 살펴보면, 관심은 .85, 통제는 .80, 호기심은 .82, 자신감은 .84로 나타나 신뢰할만한 도구임을 입증하였다. 또한, 정지은(2013)에서도 대학생을 대상으로 한 연구에서의 CAAS 도구의 신뢰도와 타당도를 살펴본 결과, 전체의 내적 일 치도 계수는 .896으로 나타났고, 하위요인별 내적 일치도 계수는 관심이 .771, 통제가 .78, 호기심이 .708, 자신감이 .851로 나타나 CAAS 도구의 신뢰도를 확 보하였다.

하지만 기존에 사용되고 있는 Tak(2012)의 조사도구는 여러 연구를 통해 신 뢰도와 타당도가 확보되었지만, 원 조사도구의 문항을 번안하는 과정에서 문항 기술양식을 명사형이 아닌 문장형태로 서술하고 있어 기존의 조사도구를 그대 로 활용하지 않고 있다. 정지은(2013)의 연구에서는 기존 조사도구에서의 응답 양식이 ‘강하지 않음(Not strong: 1점)’에서 ‘가장 강함(Strongest: 5점)’이었던 것과는 달리 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지 5점 척도의 응답양식으 로 수정하여 활용하고 있는 것으로 났고, 기존 조사도구의 형태를 그대로 반영 하지 못하고 있으며, 이로 인해 문항 응답양식과 문항 기술의 형태가 서로 자 연스럽지 못해 문항 응답에 혼란을 가져왔다.

따라서 이 연구에서는 기존의 조사도구의 응답 양식 및 문항 기술 방식을 유지하여 본래의 의미를 전달하는 방향으로 조사도구를 구성하기 위해 불가피 하게 문항을 새롭게 번안하는 수정 과정을 거쳤다.

1) 문항 수정 및 검토

CAAS 도구의 수정 과정은 Savickas와 Porfeli(2012)에 의해 개발된 경력적 응성 측정도구의 실제 원문을 토대로 질문지 제작 의도, 문항 해석 왜곡 가능 성, 문항의 간결성 및 정확성 등의 점검을 위해 인적자원개발을 전공한 교수 1 명, 박사 1명, 박사수료 2명, 박사과정 2명에게 검토를 진행하였으며, 검토 의 견을 반영하여 문항을 수정하였다.

1차 수정 과정에서는 Tak(2012)에서 사용된 문장들을 활용하여 이 연구의 대상과 목적에 맞게끔 수정을 진행하였다. 1차 수정 후 검토 결과, CAAS의 도구를 번안하는 과정에 있어서 2가지의 문제가 나타났다. 먼저, 원 도구의 의 미가 왜곡되지 않기 위해서 문장형의 형태 혹은 명사형(∼하기 또는 ∼하는

것)의 형태로 구성할지에 대한 판단의 문제가 나타났다. 또한, 응답양식을 결 정함에 있어서도 기존의 도구에서의 응답양식을 그대로 따를지, 아니면 정지은 (2013)에서와 같이 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’의 형태로 응 답양식을 따를지에 대한 판단이 요구되었다. 따라서 2차 문항 수정을 통해 이 연구에서는 모든 문항을 명사형의 형태로 기술하여, 원 도구의 의미가 잘 전달 될 수 있도록 하였다. 예를 들어, ‘내 미래 모습은 어떨 지에 대해 생각한다’를

‘내 미래 모습이 어떨 지에 대해 생각하기(Thinking about what my future will be like)’로 수정하여 문항의 타당도를 높이고자 하였다.

또한, 기존의 도구에서의 응답양식이 ‘강하지 않음(Not strong: 1점)’에서 ‘가 장 강함(Strongest: 5점)’으로 구성되고 있다. 하지만 이 응답양식은 CAAS 도 구 개발 당시 4차례 수정된 결과로, 첫 번째에서는 응답양식이 전혀 그렇지 않 다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지로 하였으며, 두 번째에서는 매우 드물게(1 점)부터 매우 자주(5점)까지, 세 번째에는 잘하지 못함(1점)에서 가장 잘함(5 점)으로 구성하였다. 하지만 이러한 응답양식들은 결과적으로 좋지 않은 분포 를 보였으나 최종적으로 강하지 않음(Not strong: 1점)에서 가장 강함 (Strongest: 5점)이 가장 좋은 분포를 보였다(Savickas & Porfeli, 2012). 따라 서 2차 수정 과정에서 기존의 도구의 최종 응답양식으로 사용된 ‘강하지 않음 (Not strong: 1점)에서 가장 강함(Strongest: 5점)’의 응답양식을 사용하였다.

2차 수정 후 검토 결과, 여전히 문항의 의미가 확실하게 전달되지 못한다는 의견들이 나타나, 측정하고자 하는 문항의 의미가 명확하게 전달될 수 있도록 할 필요가 있었다. 이에 따라 기존의 도구에 제시되고 있는 지시문의 문항을 응답자들이 좀 더 쉽게 받아들일 수 있도록 수정하였다. 그리고 CAAS의 문항 이 응답양식과의 일치성이 있어야 한다는 점에서 개인의 경력적응성을 측정하 기 위해 구성된 ‘강하지 않음(Not strong), 다소 강함(Somewhat strong), 강 함(Strong), 매우 강함(Very strong), 가장 강함(Strongest)’의 응답양식에 맞게 문항을 수정할 필요성이 제기되었다. 기존의 측정도구의 문항과 응답양식을 고 려했을 때, 단순히 개인의 경력적응성 수준을 파악하기 위함이 아닌 개인이 타 인과 비교하여 자신이 얼마나 강점을 가지고 있는지를 측정하게 된다. 이로 인 해 모든 문항 앞에 (동료들과 비교해볼 때)라는 문구를 삽입하여, 본 문항에 응답하는 사람들이 좀 더 쉽게 이해할 수 있도록 문항을 수정하였으며, 이후 해당 분야 전공 교수 1명, 박사수료생 2명, 박사과정생 1명을 통해 재검토가

구분 문항 내적 일치도(Cronbach’s α) 예비조사(n=48) 본조사(n=330)

경력적응성 - .951 .930

관심(concern) 1-6 .854 .843

통제(control) 7-12 .923 .853

호기심(curiosity) 13-18 .880 .830

자신감(confidence) 19-24 .921 .875

<표 Ⅲ-2> 경력적응성 조사도구의 신뢰도 분석

이루어졌으며, 검토 의견을 반영하여 최종적으로 문항을 수정하였다.

2) 예비조사 및 본조사

예비조사를 통해 요인부하량 및 문항내적 일치도(Cronbach’s α)를 활용하여 경력적응성 조사도구의 신뢰도를 검토하였다. 예비조사 결과, 경력적응성의 Cronbach’s α값은 .951로 높은 문항 간 일치도를 보였으며, 각 요인별로 관심 (.854), 통제(.923), 호기심(.88), 자신감(.921)으로 나타나 모두 .8 이상의 높은 신 뢰도를 보였다. 또한 본조사에서는 경력적응성의 Cronbach’s α값은 .93으로 나타 났으며, 각 요인별로 관심(.843), 통제(.853), 호기심(.830), 자신감(.875)으로 나타 나 비교적 신뢰도가 양호함을 알 수 있다.

그리고 Amos 21.0을 통해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis) 을 실시하여 타당도를 검증하였다(<표 Ⅲ-3> 참조).

하위요인 문항 표준 적재치 오차 개념

[그림 Ⅲ-2] 경력적응성 측정도구의 확인적 요인분석 모형 측정 결과 주) ^**p<0.01, ^***p<0.001

그리고 추상적인 개념이나 속성을 측정도구가 얼마나 적절하게 측정하였는 가를 판단하는 구인타당도(Construct Validity)를 확인하기 위해 표준화된 회귀 계수(Standardized Regression Weight)에 따른 표준 요인 적재값을 확인한 결

과, 모든 요인에 대하여 0.5 이상으로 나타나 구인타당도를 확보했다고 볼 수 있으며, 개념 신뢰도 또한 모두 0.7 이상이므로, 내적일관성이 확보되었다고 할 수 있다. 그리고 수렴타당도(Convergent Validity)는 동일한 개념을 서로 상이 한 측정방법으로 측정한 결과값들 사이의 상관관계가 높아야 한다. 이를 확인 하기 위해 각 요인의 분산추출지수(Variance Extracted)를 살펴본 결과, 경력 적응성의 하위요인 중 자신감 요인이 0.5를 넘고 통제 요인이 0.5에 근접하므 로, 부분적으로 수렴타당도를 확보했다고 볼 수 있다.

다음으로 판별타당도(Discriminant Validity)는 서로 상이한 개념을 동일한 측정방법으로 측정할 경우 결과값들 간의 상관관계가 낮아야 한다. 이를 확인 하기 위하여 각 요인 간의 분산추출지수와 각 요인 간의 상관계수의 제곱, 즉 결정계수(r²)를 비교하였을 때, 일반적으로 결정지수가 분산추출지수보다 작으 면, 판별타당도를 확보했다고 볼 수 있다. <표 Ⅲ-4>를 통해 판별타당도를 확 인한 결과, 관심-통제의 결정계수, 통제-자신감의 결정계수, 그리고 호기심-자 신감의 결정계수가 분산추출지수(대각선 행렬의 수치)보다 크긴 하지만 나머지 결정계수가 분산추출지수보다 작기 때문에 부분적으로 판별타당도를 확보했다 고 있다.

하위요인 관심 통제 호기심 자신감

관심 0.476

통제 0.279 0.497

호기심 0.497 0.458 0.441

자신감 0.345 0.560 0.549 0.566

<표 Ⅲ-4> 경력적응성 척도의 상관계수와 분산추출지수

한편, 경력적응성 척도의 24개 문항을 4개 요인으로 설명하는 전체 모형에 대한 적합도와 관련하여 <표 Ⅲ-5>와 같이 카이제곱 값을 제외한 나머지 적 합도 지수가 양호한 편으로 나타났다.

구분 적합도 판단기준 측정값 해석 면, RMR(Root Mean Square Residual)이 .041(.05 이하 적합), GFI(Goodness of Fit Index)가 .912(0.90 이상 적합), AGFI(Adjusted Goodness of Fit Index) 가 .889(0.90 이상 적합), PGFI(Parsimony Goodness of Fit Index)가 .721(0.5 이상 적합)이고, RMSEA(Root Mean Squared Error of Approximation)가 .042(0.1 이하 적합)로 나타났다. 그리고 모형과 실제 데이터 간의 괴리가 있는 지를 파악하는 증분적합지수를 살펴보면, NFI(Normed Fit Index)가 .908(0.90 이상 적합), RFI(Relative Fit Index)가 .893(0.90 이상 적합), IFI(Incremental

Fit Index)가 .965(0.90 이상 적합), TLI(Tucker-Lewis Index)가 .958(0.90 이상 적합), CFI(Comparative Fit Index))가 .964(0.90 이상 적합)로 적합도의 기준치 인 0.9 이상이거나 0.9에 가까운 것으로 나타났다. 또한 모형이 얼마나 복잡한 지를 판단하는 간명적합지수는 PRATIO(Parsimony Ratio)가 0.859(0.50 이상 적합), PNFI(Parsimony Normed Fit Index)가 0.767(0.50 이상 적합), PCFI(Parsimony Comparative Fit Index)가 0.819(0.50 이상 적합)로 수용기준 을 충족하는 것으로 나타났다.

이러한 적합도 지수들의 경험적인 기준은 절대적인 것은 아니며, 제시된 기 준치에 너무 미달되지만 않으면 문제가 되지 않는다고 하였으므로(김대업, 2008), 이 모형의 적합도 지수의 대부분은 기준치를 충족하거나, 양호한 수준 으로 나타났다. 따라서 경력적응성의 요인 구조에 대한 모형이 전반적으로 적 절한 것으로 입증되었다. 이 연구에서 최종적으로 활용한 경력적응성 측정도구 는 관심, 통제, 호기심, 자신감의 4가지 요인으로 구성되었으며, 응답양식은 5 점 Likert 척도로, 총 24문항으로 이루어졌다. 이는 점수가 높을수록 새로운 경 력 상황에 대처하고 적응해나가기 위한 개인의 심리적 자원으로서의 경력적응

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