이론적 배경과 연구가설을 토대로 공유리더십이 발언행동과 지식공유행동에 미 치는 직접효과 가설 검증을 위해 회귀분석을 실시하였다. 인구통계 변수들을 통제 변수로 설정하였으며 공유리더십을 독립변수로 설정하였다. 발언행동과 지식공유 행동은 종속변수로 설정하여 분석을 실시하였다. 인구통계 변수들은 더미(dummy) 처리하였다. 회귀분석 결과는 다음의 [표 4-6]에 제시되어 있으며 표준화된 (standardized) 회귀계수를 제시하였다.
분석결과 공유리더십은 발언행동의 유의미한 정(+)의 영향력을 보이는 것으로 나타났다(beta=.202, p<.01). 또한 지식공유행동도 유의미한 정(+)의 영향력을 보이 는 것으로 나타났다(beta=.231, p<.01). 결국 공유리더십은 조직구성원들의 발언행 동과 지식공유행동을 높일 수 있다는 것이며 발언행동과 지식공유행동의 중요한 선행변수로서 공유리더십이 의미 있다는 것을 나타내준다. 이와 같은 결과를 토대 로 공유리더십이 발언행동을 높인다는 가설 1과 공유리더십이 지식공유행동을 높 인다는 가설 2가 지지되었다.
공유리더십이 매개변수인 창의자기효능감과 변화자기효능감에 미치는 영향력을 살펴봤으며 분석결과는 [표 4-7]에 제시되어 있다. 분석결과를 살펴보면 공유리더 십은 창의자기효능감에 유의미한 정(+)의 영향력을 보이는 것으로 나타났다 (beta=.480, p<.001). 또한 변화자기효능감에도 유의미한 정(+)의 영향력을 보이는 것으로 나타났다(beta=.543, p<.001).
결국 공유리더십은 조직구성원들의 자기효능감을 높이는 부분에 있어서 본 연 구에서 설정한 창의자기효능감과 변화자기효능감을 향상 시킬 수 있다는 것을 알 수 있다. 이와 같은 결과를 토대로 공유리더십이 창의자기효능감을 높인다는 가설
3과 공유리더십이 변화자기효능감을 높인다는 가설 4 역시 지지되었다. 한편 창의 자기효능감과 변화자기효능감이 발언행동과 지식공유행동에 미치는 영향력을 살펴 보았다. 분석결과는 [표 4-8]에 제시되어 있다.
종속변수 독립변수
발언행동 지식공유행동
M1 M2 M3 M4
통제변수
성별 -.093 -.107 .028 .012
연령 .018 .007 -.038 -.051
근속년수 .123 .139 .175 .193*
학력 .096 .080 .017 -.002
노조유무 .000 .015 .033 .050
직급 .203** .171* .081 .045
산업 .111 .149 .119 .163
종업원수(규모) -.014 -.024 .037 .026
이론변수
공유리더십 .202** .231**
R2 .073 .111 .041 .091
△R2 .038** .050**
F-Value 1.816 2.544** .994 2.029*
[표 4-6] 공유리더십이 발언행동과 지식공유행동에 미치는 영향에 대한 분석결과
주1) * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001
주2) 통제변수 중 연령, 근속년수는 실제 값, 종업원 수는 자연대수 log값으로 처리, 다른 변수들 은 다음과 같이 더미처리(성별: 남성 1 여성 0, 학력: 대졸 이상 1 전문대졸 이하 0, 노조유 무: 있음 1 없음 . 직급: 부서장/팀장급 1 부서원/팀원급 0, 산업: 제조업 1 서비스업 0)
창의자기효능감과 변화자기효능감이 발언행동에 미치는 영향력에 있어서 창의 자기효능감은 발언행동에 유의미한 영향력이 나타나지 않고 있는 반면에 변화자기 효능감은 발언행동에 유의미한 정(+)의 영향력을 보이는 것으로 나타났다 (beta=.117, n.s; beta=.196, p<.05). 조직구성원들의 변화자기효능감이 높아질수록 발언 행동이 높아진다는 것을 알 수 있다.
창의자기효능감과 변화자기효능감이 지식공유행동에 미치는 영향력에 있어서 창의 자기효능감은 지식공유행동에 유의미한 영향력이 나타나지 않고 있는 반면에 변화자 기효능감은 지식공유행동에 유의미한 정(+)의 영향력을 보이는 것으로 나타났다 (beta=.050, n.s; beta=.225, p<.05).
종속변수 독립변수
창의자기효능감 변화자기효능감
M5 M6 M7 M8
통제변수
성별 .158* .125 .073 .035
연령 .139 .113 .162* .133*
근속년수 -.051 -.014 -.017 .025
학력 .091 .052 .141 .097
노조유무 -.057 -.021 -.005 .036
직급 .204** .128* .181* .095
산업 -.192* -.101 .043 .145
종업원수(규모) .000 -.024 .051 .024
이론변수
공유리더십 .480*** .543***
R2 .117 .330 .093 .367
△R2 .213*** .274***
F-Value 3.035** 10.030*** 2.351* 11.767***
[표 4-7] 공유리더십이 창의자기효능감과 변화자기효능감에 미치는 영향에 대한 분석결과
주1) * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001
주2) 통제변수 중 연령, 근속년수는 실제 값, 종업원 수는 자연대수 log값으로 처리, 다른 변수들 은 다음과 같이 더미처리(성별: 남성 1 여성 0, 학력: 대졸 이상 1 전문대졸 이하 0, 노조유 무: 있음 1 없음 . 직급: 부서장/팀장급 1 부서원/팀원급 0, 산업: 제조업 1 서비스업 0)
결국 창의자기효능감과 변화자기효능감이 직접적으로 발언행동과 지식공유행동에 미치는 영향력에 있어서 변화자기효능감의 증가가 발언행동과 지식공유행동의 향상으 로 이어진다는 것을 알 수 있다. 창의자기효능감보다는 변화자기효능감이 발언행동 및 지식공유행동에 대한 유의미한 영향력이 있는 것으로 결과 값이 도출된 이유는 본
연구의 표본인 중소기업의 경우 창의적 생각 등을 제안할 수 있다는 자신감보다는 변 화에 적응하려는 개인의 적극적인 의도 등이 더욱 중요성을 갖고 있기 때문이라고 판 단된다. 즉, 중소기업의 경우는 발언행동과 지식공유행동으로 나타날 수 있는 조직구 성원들의 실제적인 행동변화가 개인의 변화수용을 하려는 적극적 의지를 통해서 가능 하다는 점이 반영되었다고 볼 수 있다.
종속변수 독립변수
발언행동 지식공유행동
M9 M10 M11 M12
통제변수
성별 -.093 -.125 .028 .004
연령 .018 -.030 -.038 -.082
근속년수 .123 .132 .175 .182
학력 .096 .058 .017 -.020
노조유무 .000 .007 .033 .037
직급 .203** .144 .081 .030
산업 .111 .125 .119 .119
종업원수(규모) -.014 -.024 .037 .026
이론변수
창의자기효능감 .117 .050
변화자기효능감 .196* .225*
R2 .073 .148 .041 .104
△R2 .075*** .063**
F-Value 1.816 3.163** .994 2.104*
[표 4-8] 창의자기효능감과 변화자기효능감이 발언행동과 지식공유행동에 미치는 영향에 대한 분석결과
주1) * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001
주2) 통제변수 중 연령, 근속년수는 실제 값, 종업원 수는 자연대수 log값으로 처리, 다른 변수들 은 다음과 같이 더미처리(성별: 남성 1 여성 0, 학력: 대졸 이상 1 전문대졸 이하 0, 노조유 무: 있음 1 없음 . 직급: 부서장/팀장급 1 부서원/팀원급 0, 산업: 제조업 1 서비스업 0)
한편 창의적인 아이디어의 발굴과 제안 등을 할 수 있다는 신념 등이 실제적인 행 동으로 이어지지 않았다는 점은 중소기업의 내부의 제약뿐만 아니라 외부환경에 대한
제약측면이 반영된 것으로 보인다. 즉, 중소기업에서는 창의성을 가지고 있는 인재 등 의 생각과 신념의 전파에 한계가 있기 때문이다. 이와 같은 결과를 토대로 창의자기 효능감과 변화자기효능감이 발언행동을 높인다는 가설 5-1과 가설 5-2 중에서 가설 5-2만 지지되고 있었다. 또한 창의자기효능감과 변화자기효능감이 지식공유행동을 높 인다는 가설 6-1과 가설 6-2 중 가설 6-2만 지지되었다.