직무도전성의 조절효과

이 연구에서는 조절효과와 관련된 연구가설이 가설 4-1, 4-2, 4-3의 총 3개이 다. 직무도전성에 따른 조절효과를 검증하기 위해 구조방정식에서 상호작용항을 활 용하여 조절효과를 검증하는 Ping(1996)의 2단계 접근법을 활용하였다. 이 과정에 서 완전제약방법을 통해 상호작용 잠재변인에 대한 제약을 가하였다.

상호작용 잠재변인을 구성하기 위해 Ping의 2단계 접근법 중 1단계에 해당하는 측정모형을 추정하였다. 종속변인인 전문직업적 정체성을 제외한 모든 변인들을 평 균중심화하여 투입하였다. 이 연구의 조절변인은 직무도전성으로 모두 동일하기 때 문에 이 측정모형에서 도출된 값을 활용하여 각각 가설분석에서 활용하였다. 측정모 형을 분석한 결과는 다음과 같다([그림 Ⅳ-3] 참조).

[그림 Ⅳ-3] 조절효과 측정모형의 분석

가설 4-1, 4-2, 4-3을 검증하기 위해 개인-직무 적합성과 직무도전성, 자기효 능감과 직무도전성, 경력개발지원과 직무도전성의 측정변인들을 각각 곱하여 상호작 용 지표변인을 만들었고, 이에 대한 요인적재값과 측정오차 및 상호작용 잠재변인의 분산을 도출하여 조절변인 가설모형에서 이 값을 고정하였다. 이 과정에서 도출한 상호작용 지표변인의 요인적재값과 측정오차, 상호작용 잠재변인의 분산은 다음과 같다(<표 Ⅳ-12> 참조).

요인적재값과 오차분산, 분산을 고정하여 상호작용모형을 구성하였고, 이를 분석 하였다. 우선 해당 상호작용모형을 구명하기 위해 해당 모형의 적합도 분석을 실시 하였다(<표 Ⅳ-13> 참조). 분석결과 절대적합지수는 GFI .837, AGFI .782, RMSEA .057로 나타났고, 증분적합지수는 NFI .885, IFI .942, TLI .925, CFI

.941로 나타났으며, 간명적합지수는 PRATIO .783, PNFI .693, PCFI .737인 것으 로 나타났다.

절대적합지수 GFI, AGFI, 증분적합지수 NFI를 제외한 모든 지수에서 적합도 판 단기준에 부합하는 것으로 나타났고, 특히 NFI의 경우 기준치에 약간 미치지 못하 는 것으로 나타났다. 그러나 본 모형은 상호작용항이 다수 포함된 모형이고, 적합도 를 판단하는 기준이 절대적인 수치인 것이 아니며, 대다수의 적합지수를 충족시키는 것으로 나타났기 때문에 해당 모형을 토대로 상호작용효과를 분석하였다.

측정변인 요인적재값 오차분산 분산 z와의

구분 적합도 판단 기준 적합도 지수 해석 절대적합지수

GFI ≥.90 .837 부적합

AGFI ≥.90 .782 부적합

RMSEA ≤.08 .057 적합

증분적합지수

NFI ≥.90 .885 부적합

IFI ≥.90 .942 적합

TLI ≥.90 .925 적합

CFI ≥.90 .941 적합

간명적합지수

PRATIO ≥.50 .783 적합

PNFI ≥.50 .693 적합

PCFI ≥.50 .737 적합

<표 Ⅳ-13> 상호작용모형 적합도 지수

분석한 결과는 다음과 같다([그림 Ⅳ-4] 참조).

[그림 Ⅳ-4] 직무도전성 상호작용 모형 분석 결과

주 1) 모든 외생변인 간 공분산을 설정하였음

해당 모형에서 독립변인, 조절변인 및 상호작용항의 영향관계에 대한 분석 결과는 다음 <표 Ⅳ-14>와 같다.

비표준화 경로계수

표준화

경로계수 표준오차 C.R.

개인-직무 적합성 → 전문직업적 정체성 .080 .100 .095 .840 직무도전성 → 전문직업적 정체성 1.128 .422*** .286 3.950 개인-직무 적합성×직무도전성

→ 전문직업적 정체성 .205 .171 .106 1.937

자기효능감 → 전문직업적 정체성 .247 .284*** .066 3.753 직무도전성 → 전문직업적 정체성 1.128 .422*** .286 3.950 자기효능감×직무도전성

→ 전문직업적 정체성 .189 .153* .094 2.013

경력개발지원 → 전문직업적 정체성 .180 .217** .062 2.887 직무도전성 → 전문직업적 정체성 1.128 .422*** .286 3.950 경력개발지원×직무도전성

→ 전문직업적 정체성 -.213 -.262** .072 -2.973

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

<표 Ⅳ-14> 변인 간 영향관계에 대한 분석결과

연구가설별 검증 결과는 다음과 같다.

가설 4-1. 대기업 HRD 담당자의 직무도전성은 개인-직무 적합성과 전문직업적 정체성의 관 계를 조절할 것이다.

개인-직무 적합성과 전문직업적 정체성 관계에서 직무도전성의 조절효과 모형을 분석한 결과 개인-직무 적합성과 직무도전성의 상호작용항이 전문직업적 정체성에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이에 따라 대기업 HRD 담당자의 직무도전성이 자기효능감과 전문직업적 정체성의 관계에 조절효과를 가질

것이라는 가설 4-1은 기각되었다.

가설 4-2. 대기업 HRD 담당자의 직무도전성은 자기효능감과 전문직업적 정체성의 관계를 조절할 것이다.

자기효능감과 전문직업적 정체성 관계에서 직무도전성의 조절효과 모형을 분석한 결과 자기효능감과 직무도전성의 상호작용이 전문직업적 정체성에 정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이에 따라 대기업 HRD 담당자의 직무도전성이 자기효능 감과 전문직업적 정체성의 관계에 정적인 조절효과를 가질 것이라는 가설 4-2는 채택되었다. 또한 조절효과분석을 통해 나타난 결과는 대기업 HRD 담당자의 직무 도전성이 높을수록 자기효능감과 전문직업적 정체성의 정적인 관계가 강화되는 것 으로 해석할 수 있다.

상호작용효과에 대한 명확한 이해를 위해 자기효능감의 효과가 직무도전성에 따 라 어떻게 달라지는지 그래프를 통해 확인하였다. 추정된 계수값을 바탕으로 식을 정리해보면 다음과 같다.

   

    

조절변인인 직무도전성(Z)은 잠재변인이므로 그래프의 기준이 되는 값은 Z평균 +1표준편차(ZH), Z평균(ZM), Z평균-1표준편차(ZL)을 사용하였다(홍세희, 정송, 2014). 평균중심화된 직무도전성의 평균은 0이고, 표준편차는 측정모형에서 추정된 직무도전성의 분산값인 .403을 활용하여 도출하였다(^  ). 이에 세 값 은 ZH=.635, ZM=0, ZL=-.635로 도출되었다. 이 세 값을 추정된 계수값으로 도출 된 식에 대입하여 얻은 3개의 단순회귀선을 바탕으로 그린 그래프는 [그림 Ⅳ-5]

와 같다.

[그림 Ⅳ-5] 자기효능감과 전문직업적 정체성의 관계에서 직무도전성의 상호작용효과 그래프

그래프를 보면 자기효능감(X)이 높을수록 전문직업적 정체성(Y)은 증가하며, 이 때 직무도전성(Z)이 높을수록 자기효능감이 전문직업적 정체성에 미치는 영향이 더 큰 것을 확인할 수 있다.

가설 4-3. 대기업 HRD 담당자의 직무도전성은 경력개발지원과 전문직업적 정체성의 관계를 조절할 것이다.

경력개발지원과 전문직업적 정체성 관계에서 직무도전성의 조절효과 모형을 분석 한 결과 경력개발지원과 직무도전성의 상호작용이 전문직업적 정체성에 부적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이에 따라 대기업 HRD 담당자의 직무도전 성이 경력개발지원과 전문직업적 정체성의 관계에 정적인 조절효과를 가질 것이라 는 가설 4-3은 기각되었다. 또한 조절효과분석을 통해 나타난 결과는 대기업 HRD 담당자의 직무도전성이 높을수록 경력개발지원과 전문직업적 정체성의 정적인 관계 가 약화되는 것으로 해석할 수 있다.

상호작용효과에 대한 명확한 이해를 위해 경력개발지원의 효과가 직무도전성에

따라 어떻게 달라지는지 그래프를 통해 확인하였다. 추정된 계수값을 바탕으로 식을 정리해보면 다음과 같다.

   

    

가설 4-2 검증에서와 같이 그래프의 기준이 되는 값은 Z평균+1표준편차(ZH), Z 평균(ZM), Z평균-1표준편차(ZL)을 사용하였고, 측정모형에서 추정된 직무도전성의 분산값 .403을 통해 계산한 표준편차인 .635를 사용하였다. 세 값은 ZH=.635, ZM=0, ZL=-.635였고, 이를 추정된 계수값으로 도출된 식에 대입하여 3개의 단순 회귀선을 [그림 Ⅳ-6]과 같이 구하였다.

[그림 Ⅳ-6] 경력개발지원과 전문직업적 정체성의 관계에서 직무도전성의 상호작용효과 그래프

그래프를 보면 직무도전성이 비교적 낮은 경우 경력개발지원이 부족하다면 전문 직업적 정체성이 직무도전성이 비교적 높은 경우보다 낮을 수 있지만, 경력개발지원 이 증가할수록 전문직업적 정체성이 빠르게 상승한다는 것을 확인할 수 있다. 반면 직무도전성이 비교적 높은 경우는 이에 비해 전문직업적 정체성의 상승폭이 작은 것을 확인할 수 있다.

한편 해당 모형에서 조절변인인 직무도전성이 전문직업적 정체성에 통계적으로