호텔 인력자원의 중요성이 대두되고 있는 가운데, 이직에 따른 손실을 막고 대책을 강구하고자 호텔리어의 이직의도 결정요인이 무엇인지를 규명하려는 다양한 연구들이 장시간에 걸쳐 진행되어 왔다. 이와 같은 선행연구들은 국내 호텔리어의 이직 의도 관련 행태를 이해함에 있어 의미 있는 시사점을 남겼으며, 호텔산업 발전에 이바지했음이 분명하다. 그러나 단편적인 변수만이 분석된 연구결과 만으로는 호텔리어의 이직의도와 영향요인 간의 체계적이고 통일성 있는 인과관계를 도출하는 데에 한계가 있으며, 개별 연구로부터 제시된 상이한 분석 결과는 계량적 비교가 불가능함에 따라 이를 종합적으로 해석함에 난제가 따른다고 할 수 있다 (문동규, 2011; 오성삼, 2002; 오순문, 2010).

또한, 이직의도의 발생이 소수가 아닌, 여러 변인 간의 복잡한 연결 구조에 기인하고 있음에도, 각기 분리된 영향요인만이 제시됨에 따라 연구결과를 실무에서 활용하기 어렵다는 비실효성의 문제 역시 간과할 수 없을 것이다. 대부분의 기존연구가 표본 크기 및 표본추출방법 등의 제약으로 인하여, 상황에 따른 가설 검증 결과에 의미를 부여할 뿐, 분석 결과의 일반화를 논함에 있어 한계점이 존재함을 토로하고 있다. 선행연구물의 양적 증대에도 불구 하고, 각각의 연구가 독립적으로 이루어짐에 따라 이직의도 원인에 대한 잠정적 결론만이 지속되고 있는 가운데, 이직관리에 대한 우선적 개입지점을 명확하게 제시하는데 어려움이 동반되고 있다.

선행연구에서 일치되지 않는 분석 결과나 상이한 결론들을 통합하기 위한 노력이 계속되어 왔다 (정인숙‧전성숙‧황선경, 2011). 그 중 메타분석은 ‘분석에 대한 분석’으로서, 특정 연구문제에 대해 독립적으로 수행되어진 선행연구의 불일치한 결과들을 통합하여 대결론을 내리는 것에 주목적을 두고 있다 (유준상‧서우석, 2013). 국내 사회과학 분야에서 메타분석을 이용한 연구들이 활발히 이루어져 왔음에도 불구하고, 호텔경영학계에 있어서는 전무한 실정1) 이라 할 수 있는데, 본 연구는 이러한 맥락에서 메타분석의 필요성을 간접적으로 제기하는 바이다.

본 연구는 국내 호텔리어의 이직의도와 관련된 실증연구가 본격적으로 지속되기 시작한 시점인 1998년부터 현재 2013년까지의 학술논문 결과를 Hedges & Olkin의 효과크기 모형에 기초하여 통합‧메타 분석함으로써, 호텔리어의 이직의도 억제요인2)에 관한 종합적 결론을 도출하고, 후속 연구 방향에 대한 기초자료를 제공하고자 한다. 이는 궁극적으로 인사 관리 측면에서의 실무적 시사점의 도출과 학술적으로도 유사 주제의 연구가 반복 수행 되는 비효율성의 감소를 도모할 것으로 예상된다. 또한, 호텔리어의 업무 수행 자체가 기업 성과에 부정적 성과를 유도할 수 있다는 점과 이직관리를 통한 호텔조직의 인적 자원 유지가 고객 만족과 충성도, 나아가 수익성에 밀접한 연관성이 있다는 점에 서도 그 원인을 규명하는 시도는 불가피할 것으로 사료된다 (조경희‧고호석, 2010; Heskett, Jones, Loveman, Sasser & Schlesinger, 1994).

본 연구의 목적을 달성하기 위해, 국내 선행연구로부터 추출할 효과크기를 Porter & Steers(1973)가 제안한 직무내용, 조직관련, 작업환경 범주3)에 따라 체계적으로 정리하고, 각 범주군 내 하위요인의 유의성 여부와 영향력 크기의 검증을 통해 특성변인 들에 대한 비교‧분석을 시행하고자 한다. 구체적인 연구질문은 다음과 같다. 첫째, 국내 호텔리어의 이직의도에 대한 억제요인군(직무내용, 조직전체, 작업환경)의 총 효과는 얼마이며, 유의한 하위요인과 그 영향력의 크기는 어떠한가? 둘째, 유의성이 도출된 특성변인 중 신뢰성을 확보한 핵심 억제요인은 무엇인가?

1)2014년 학술연구정보서비스(RISS), 국회도서관 검색결과에 준함, Keywords : 호텔, 호텔종사원, 호텔종사자, 호텔리어, 호텔직원, 이직, 이직의도, 메타분석, Hotel Employee, Hotelier, Turnover, Turn-over Intention, Meta, Meta-Analysis  2)메타분석의 필요성을 감안하여, 이직의도 유발변인이나 개인특성 변인보다 많은 사례가 누적된 억제요인(이직 의도에 부정적 영향을 미치는 변인)에 초점을 맞춤.  3)다양한 영역의 역기능적 자발성 이직의도 억제요인을 내용적 측면에서 적절히 구별 및 수렴할 범주로 간주함.

조직 구성원의 이직을 연구문제로 언급한 선행연구 대다수가 이직이나 이직률 자체를 연구모형 내종속변수로 설정하기보다는 이직의도의 개념을 차용하고 있다 (Bluedorn, 1982; Michaels & Spector, 1982). 엄밀한 의미에서 이직은 행위라는 현시선호(revealed preference)이며, 이직의도는 태도라는 표명선호(statedpreference)임에 따라 이직의도와 이직을 동일한 수준의 개념으로 확정 짓는 데에는 무리가 있을 것이다 (장미옥, 2007). 그럼에도 불구 하고, 이직의도를 설명변수로 선정하는 이유는 이직률 등의 행위변인에 대한 측정이 조직 이탈자를 추적‧조사해야 한다는 조사 과정상의 난제를 수반하기 때문이다.

이직을 대체하는 개념으로서의 이직의도는 이직 행동을 실질적으로 반영할 중요 선행변인으로 인정 되었는데(Horn & Kinicki, 2001), 이러한 논리의 기저는 행위에 가장 즉각적이고 밀접한 인지적 선행 요인이 행위의도라는 Fishbein & Ajzen(1975)의 태도이론(인지-태도-행동의도) 원리에 의해서도 지지되고 있다. 다수의 연구자가 이직의도를 이직의 개념과 특성이 반영된 강력한 예측변인으로 간주하고 있으며, 이는 실증분석 사례를 통해서도 수차례 검증된 바 있다 (Griffeth, Hom & Gaertner, 2000; Price & Mueller, 1986).

실례로, Steel & Ovalle(1984)의 연구에서는 이직 의도와 실제 이직 사이에 상관계수 r=.50 이상의 강한 인과관계가 존재한다는 것을 규명한 바 있으며, Bluedorn(1982)은 이직에 대한 실증분석과 관련하여 실제 이직률이나 잔류 행동보다 이직의도를 사용 하여 이직을 연구하는 것이 더욱 의미 있는 결과를 도출한다고 제언하였다. 이직의도가 있다고 해서 모든 구성원이 이직을 하는 것은 아니지만, 조직구성원이 이직에 대한 의사를 갖는다는 것 자체가 조직유효성에 부(負)의 결과를 유발할 여지가 충분하다는 것이다 (천순덕‧이은용‧이승곤‧이수범, 2006).

비록 이직의도가 이직을 완전히 예측할 수 있는 개념은 아니지만, 이직의 가능성을 암시하는 수단이 되므로 조직 관점에서의 중요성은 더해졌다고 볼 수 있다 (Steel & Ovalle, 1984). 즉 이직의도에 관한 연구는 이미 조직을 이탈한 조직원에게 초점을 맞추지 않으며, 현 조직 내 근속 중인 구성원을 조사대상으로 설정함에 따라 이직의도 영향요인을 파악하고 이에 대한 예방책을 강구할 수 있는 것이다(Bluedorn, 1982).

본 연구는 메타분석에 투입될 여러 방면의 역기능적 자발성 이직의도 억제요인4)을 체계적으로 정리하고자, 다양한 내용의 변수들을 구별하고 포괄 하기에 적절하다고 판단되는 Porter & Steers(1973)의 직무내용, 조직관련, 작업환경 분류군 개념을 도입하였다. 세분화된 범주의 정의와 일반적으로 제시되고 있는 영향요인은 다음과 같다.

가. 직무내용 억제요인

직무내용 요인은 조직원이 책임지고 있는 업무를 수행하는 과정에서 요구되는 의무 및 활동과 관련된 변수를 의미한다 (Porter & Steers, 1973). 먼저, 주요 영향요인으로서 다수의 이직관련 모형에서 이직의도의 선행변수로 지목되고 있는 직무만족은 이직에 부(負)의 효과가 있음이 입증된 바 있다(Bluedorn, 1982; Cotton & Tuttle, 1986; Jackofsky, 1984; Porter & Steers, 1973; Price & Mueller, 1986; Steers & Mowday, 1981). 또한, March & Simon(1958)의 연구 모형에서는 개인과 직무 간의 적합성, 직무와 타 역할과의 조화 등의 직무특성 요인이 이직의도 예측변수로 설정된 바 있으며, Porter와 Steers(1973)는 기대-충족 이론에 기초하여, 직무내용에 관한 총체적인 반응, 직무자율성, 직무책임성, 과업일상성 및 역할명료성을 이직의도 예측 변인으로 간주하였다.

Muchinsky & Tuttle(1979) 역시 과업일상성, 직무의 자율성 및 책임성, 역할명료성을 이직의도 영향 요인으로 지목하였으며, Cotton & Tuttle(1986)은 업무성과, 직무명확도, 직무의 반복성, 직무자체에 대한 만족도를 이직의도 원인변수로 거론하였고, Price & Mueller(1986)는 업무의 단순화, 집중화 정도, 역할과중 정도를 주요 직무관련 변수로 언급한바 있다. 그 밖에도, 직무성과 수준이 이직의도에 감소효과를 일으킨다는 연구(Steers & Mowday, 1981)와 직무착근도와 이직의도 간에 강한 부(負)의 상관성이 존재한다는 연구(Mitchell, Holtron, Lee, Sablynski & Erez, 2001), 그리고 개인의 가치관에서 비롯된 직무가치가 조직유효성을 설명하는 중요 변수로 검증된 연구 등이 있다 (Sagie, Elizur & Koslowsky, 1996).

Judge, Bono, Erez & Locke(2005)는 핵심자기평가 수준이 높은 직원이 이직의향 정도가 낮음을 발견 하였으며, Mathieu & Zajac(1990)은 메타분석을 통하여, 직무에 자신감을 지닌 구성원일수록 조직 이탈의사가 적다는 것을 밝혀냈다. Hackman & Oldham(1980)에 따르면, 조직 구성원은 과업정체성, 기술다양성, 과업중요성을 인식함으로써 직무에 관한 의미를 부여받게 되며, 자율성 가짐으로 책임감을 인식하고 피드백에 의한 업무 결과의 지각을 통해 이직의사가 감소한다고 하였다. 또한, Sparrowe(1994)와 Spector(1986)는 조직 구성원에게 부여된 임파워먼트가 이직의도에 부(負)의 효과가 있음을 검증한 바 있다.

감정노동의 하위요인은 크게 표면적행위와 내면 적행위로 구분되며(Hochschild, 1983), 진심적 행위를 추가적으로 고려하기도 한다 (Ahsforth & Humphrey, 1993). 보편적으로 이직의도에 표면적행위는 정(正)의 영향을, 내면적행위는 부(負)의 효과를 나타내는 것으로 이론화되어 있지만, 실제로는 상반된 연구결과가 혼재된 상황이라 할 수 있다 (한기완, 2013). 한편, 국내 실증분석 중, 전찬열(1994)의 연구에서는 직무특성, 과업정체성, 기술다양성, 과업중요성, 자율성, 피드백 요인이 이직의도 영향 요인으로 지목되었으며, 이수광‧최우성(2006)은 이직의도를 경력몰입의 결과변수로 언급한 바 있다. 또한, 정효선‧윤혜현(2012)은 적절한 스트레스 대처 전략이 직무 스트레스를 감소시키며, 이는 결국 이직의도 감소 현상으로 연결된다고 하였다.

나. 조직관련 억제요인

조직관련 요인은 조직의 구조나 체계, 조직의 사명과 관련된 기업방침 및 정책, 규모 등을 포괄하는 변수라 할 수 있다 (Porter & Steers, 1973). 대다수 연구에서 임금수준 만족도는 이직에 부정적 인과관계를 갖는다고 보고되었으며, 승진에 대한 기회는 직무만족과의 정(正)의 매개관계를 통해 이직에 부(負)의 영향을 전달하는 것으로 알려져 있다 (Bluedorn, 1982; Michaels & Spector, 1982; Price, 1977; Price & Mueller, 1986). 특히, 조직몰입은 이직에 강한 부(負)의 효과를 나타내는 태도변인으로 검증된 바 있으며(Koch & Steers, 1978), Cotton & Tuttle(1986)은 조직관련 요인으로서, 보수만족, 승진 기회만족, 조직충성도 등을 언급하였고, Price & Mueller(1986)는 조직몰입과 수단적 의사소통, 통합의 정도, 급여수준, 분배 공정성, 승진기회 및 일반 훈련 등을 주요 변수로 제시하였다.

Porter & Steers(1973)는 보상, 승진정책, 조직규모 등이 이직에 부(負)의 효과를 나타낸다고 하였으며, Gaertner(1999)는 조직공정성이 조직 구성원의 이직 의도와 같은 조직행동을 규명해주는 중요 변수라 하였다. Eisenberger, Fasolo, & Davis-LaMastro(1990)는 조직 구성원이 조직으로부터의 후원을 인식할 경우 이직의도는 감소한다고 하였고, Stumpf & Dawley(1981)는 승진절차의 공정성이 이직에 강한 부(負)의 영향력을 행사함을 밝혀낸 바 있다.

국내 연구에서도, 전찬열(1994)은 조직관련 요인으로 승진, 보수, 교육훈련, 인사고과제도, 작업환경, 복리후생, 근무지역, 배치 등의 변수를 분석에 투입 하였으며, 김정아(2005)의 연구에서도 보상과 승진 정책, 조직의 성격, 경영방침, 외부인식, 안정성, 복지후생, 조직의 규모 등을 영향요인으로 거론하였다. 이선희‧김미자‧안택균(2007)은 종사원 가치의제와 이직의도 간의 부(負)의 인과관계를 설정하여 실증분석을 시도하였으며, 강재정‧오정훈‧오상훈 (2007)은 높은 수준의 조직 신뢰가, 그리고 정효선‧윤혜연(2009)은 호텔 기업의 윤리경영이 이직의도에 감소 역할을 한다고 제언한 바 있다.

다. 작업환경 억제요인

이직결정에 영향을 미치는 대표적 작업환경 요인 에는 감독자의 스타일, 동료 집단과의 상호작용, 직원에게 부여된 작업환경, 작업집단의 크기 등이 포함된다 (Porter & Steers, 1973). 먼저, 상사에 대한 만족도는 이직에 직접적이고 밀접한 관련성을 보인 다는 주장과 직무만족을 매개하여 간접적으로 도달 한다는 연구결과 또한 다수의 실증분석을 통해 입증되었으며(Cotton & Tuttle, 1986; Michaels & Spector, 1982; Muchinsky & Tuttle, 1979), 동료와의 상호 관계가 이직과 부(負)의 영향관계를 보인다는 실증분석 역시 여러 차례 보고된 바 있다 (O'Reilly, Caldwell & Barnett, 1989; Price, 1977; Price & Mueller, 1986). 그러나 이직의도에 대한 동료 관계의 영향력은 비유의하다는 결과도 존재하며 (Mobley, Horner & Hollingsworth, 1978), 부(負)의 영향력을 행사한다는 연구(Cotton & Tuttle, 1986; Koch & Steers, 1978)도 제기됨에 따라 그 결과는 상황에 따라 상이할 수 있음을 염두에 두어야 한다.

Graen, Linden & Hoel(1982)의 연구에서도 상사와의 상호작용이 이직을 결정하는 과정에 있어 영향력 있는 변수로 검증된 바 있으며, Porter & Steers(1973)는 조직구성원이 직무를 수행하는 과정 에서 제공되는 근무시간이나 업무량 등의 작업조건을 이직의도 영향요인으로 언급하였다. 국내 연구에서는 상사 및 동료와의 관계가 중요 변수임을 언급한 전찬열(1994)의 연구와 직무관련 작업환경의 물리적 요인 및 감독형태, 작업단위의 크기, 동료‧집단과의 상호작용 등이 이직의도에 영향을 미친다고 주장한 김정아(2005)의 연구 등이 있다.

4)억제요인(deterrent factors)은 이직의도에 부(負)의 영향을 미치는 변인들로서, 이직의사의 감소작용을 야기하며, 유사개념으로서의 보호변인(protective factors)은 이직의도 발생의 위협을 완화하거나 중단시키는 예방 차원의 의미를 지님 (문동규, 2011).

본 연구의 목적은 국내 호텔리어의 이직의도 억제변인에 대한 메타분석을 통해, 억제요인군(직무내용, 조직관련, 작업환경)의 총 효과를 산출하고, 유의한 하위요인과 영향력의 크기를 비교함과 더불어, 검증 횟수에 신뢰성이 부여된 영향요인 중 핵심 인자를 도출하고자 하였다. 이를 수행하기 위한 구체 적인 연구과제는 다음과 같으며, [그림1]은 연구과제를 도식화한 연구모형도이다.

본 연구는 국내 호텔리어의 이직의도에 대한 실증분석이 본격적으로 지속되기 시작한 시점인, 1998년 1월부터 현 2013년 12월까지 국내에서 발표된 전국 규모의 학술지 게재논문(등재지, 등재후보 지, 비등재지) 및 학회발표논문을 분석 대상으로 설정하였다. 선정대상의 기준을 기 발표된 논문에 국한한 이유는 본 메타분석 결과에 대한 타당성과 신뢰성을 확보하는 데 유리할 것으로 판단하였기 때문이며(김재원‧엄서호, 2013; Cooper, 1979), 이는 학술논문이 학위논문 등의 여타 연구물에 비해 상대적으로 엄격한 심사를 거친다는 전제하에 시행되었다. 분석 대상의 선정 기준은 다음과 같다.

첫째, 국내 호텔리어의 이직의도를 종속변수로 설정한 연구물이어야 하며, 둘째, 효과크기로의 환산 가능한 표본의 수, 상관계수 r, Mean(평균)과 S.D.(표준편차), t–value, p–value, R², X² 등의 통계치가 연구물 내에 기재되어 있어야 한다. 셋째, 수거된 논문들 중 중복이 있을 시에는 학술지에 게재된 연구물을 우선적으로 선정한다. 자료의 수집을 위해, 국회도서관, RISS(학술연구정보서비스), KISS(한국학술정보 논문검색서비스), e-article (학술교육원), DBpia(누리미디어), 교보문고 scholar 등의 인터넷 데이터베이스를 주요 수집원으로 활용하였으며, 인터넷으로 원문보기가 불가능 하거나, 원문이 제공되지 않는 논문들은 도서관 방문복사를 통하여 수거하였다. 검색어로는 '호텔 OR 호텔 직원 OR 호텔 종사원; OR 호텔 종사자 OR 호텔리어 AND 이직 OR 이직의도'를 사용하여 논문자료를 탐색하였다.

논문 제목 수준에서 최초 정리된 연구물은 특성 변인의 범주화와 실질적인 메타분석의 필요성에 기초한 제거 과정을 거쳤으며(오순문, 2010; 유준상‧서우석, 2013), 다음 [그림 2]는 연구 대상 선정 과정에 대한 Flow Chart를 나타내고 있다. 최종적으로 국내 호텔리어의 이직의도 억제요인 도출을 위한 메타분석 자료로 153편5)의 논문이 선정되었다(부록 참조).

최종 분석 대상이 표준화되지 않은 개별 연구임에 따라, 선정된 연구물 내 기재된 연구특성을 체계 적으로 정리‧분석하기 위한 코딩매뉴얼의 개발이 요구되었다. 본 연구에서 입력한 코딩 항목에는 연구 일련번호, 연구자, 논문제목, 발표년도, 학회지명, 조사시기, 조사지역, 호텔등급, 표본 수, 표본추출방법, 척도유형, 문항 수, 출처, 신뢰도계수 (Cronbach α), 특성변인명, 변인부호(억제, 유발), 상관계수 r값 또는, t값, p값 및 df(자유도), R², X², Mean((평균)과 S.D.(표준편차), 유의수준 등이 포함되었으며, 이는 다음의 <표 1>에서와 같다. 메타분석 자료코딩 과정에서의 쟁점은 연구물 선별과 정확한 수치의 입력이다. 이를 위해 연구원 2인의 합의에 기초해 논문자료를 선정하였으며, 각자 코딩 매뉴얼에 따라 정보 값을 펀칭한 뒤 특성변인을 유목화 하였다. 개별 코딩 자료에 대해 교차점검을 시행한 결과, 95% 이상의 일치율을 보였으며, 의견 차이가 발생한 입력값의 분류나 환산에 대해서는 충분한 논의를 거쳐 합의점을 도출하였다. 자료 조정 후에 불일치 값은 나타나지 않았으며, 최종적으로 연구보조원 1인이 자료 내 이상치와 연구물과의 일치 여부를 재검토함으로써, 3인에 의한 3회 이상의 점검을 통해 타당성과 신뢰성을 확보하고자 하였다.

특성변인들의 정밀한 분류를 위해, 요인명을 기초로 각 논문에 제시되어 있는 개념적 정의와 조작적 정의6)를 검토하였으며, 특성변인에 내재된 속성의 변질을 방지하고자, 원 연구자가 의도한 개념적 성질이 최대한 유지되는 수준 내에서 범주화를 시행하였다. 작업 결과, 153개의 논문에서 471개의 효과크기를 산출하였다. 이는 하나의 사례밖에 존재 하지 않고, 한편의 논문에서만이 다루어진 효과크기들, 구체화된 하위요인이 다수 검증된 상위개념의 효과크기, 연구자가 탐색적 요인분석으로부터 여러 개념을 혼합해 명명한 효과크기, 불명확한 개념적 정의의 효과크기가 분석에서 제외된 수치이다.

직무내용 요인군은 총 180개의 효과크기 사례에서 24개의 특성변인이 추출되었으며, 조직관련 요인 군은 총 183개의 효과크기에서 20개의 특성변인이 도출되었고, 작업환경 요인군에서는 총 108개의 효과크기에서 18개의 특성변인이 선정되었다. 다음의 <표 2>는 각 요인군의 추출 변인 목록을 나타낸다.

본 연구는 Hegdes-Olkin(1985)의 효과크기 모형7)에 기반을 두어 메타분석을 실시하고자 한다. 상관 계수(r)가 기재된 연구물들에 대한 메타분석은 대표적으로 피어슨 상관계수 r을 사용하거나, 이를 Fisher's Zr로 변환하여 분석하는 방법이 있는데, 상관계수의 분산 추출 공식인 Vr= (1 – r²)²/n-1은 상관성에 상당한 적지 않은 영향을 받음에 따라 메타분석을 실시하는 데에 있어 상관계수 r의 직접 사용을 권장하지 않는다고 하였다 (Borenstein, Hedges, Higgins & Rothstein, 2009). 세부적인 분석 절차는 다음과 같다.

메타분석의 시행에 있어 Pearson r과 Fisher's Zr 적용 중 우위성에 대한 논란은 지속되고 있지만(오순문, 2010), 최근 추세는 Fisher's Zr로 변환하여 선행 분석을 시행한 뒤, 이를 다시 Pearson r로 전환 후 해석하는 방식을 따르고 있다 (Borenstein et al., 2009). 먼저, 선정된 개별 연구물들로부터 추출한 상관요인을 동일한 척도인 효과 크기로 산출한다. 메타분석의 기초 자료로 사용될 Fisher's Zr 효과크기(ES_Zr) 산출 공식은 다음의 (공식 1)8)과 같으며, Fisher Z의 분산 및 표준편차 계산 방법은 (공식 2)와 (공식 3)을 이용한다.

상기된 바와 같이 Fisher Zr의 변환과 관련하 여, 호텔리어의 이직의도를 실증 분석한 대다수 논문이 Pearson r을 제시해 두었으나, 일부 미기재 되어있는 자료에 한해서는 Pearson r로의 전환이 가능한 t값, F값 및 X²값 통계량이나 p값과 df(자유도)를 이용하여 이를 효과크기로 재산출9)하였다(문동규, 2011). 각각의 공식들로부터 변환된 요인들의 효과크기(ES_Zr)를 토대로 해당 특성변인에 대한 전체 가중평균(weighted mean)을 도출해야 한다. 평균 효과크기를 계산할 시에는 개별 연구에서 수집된 표본의 크기를 가중치로 설정함으로써, 연구물 간 상이한 표본 수로부터 유발될 수 있는 편향 (bias)을 수정하게 된다. 이를 산출하는 방법은 다음의 (공식 4)와 같으며, 여기서 는 가중평균, k는 효과크기의 사례 수, W는 역변량 가중치, Y는 관측된 효과크기를 의미한다. 또한, 역변량 가중치를 도출하기 위해서는 아래의 (공식 5)가 추가적으로 필요하게 된다.

평균효과크기 신뢰구간의 유의성은 통상적으로 Z검정을 통해 추론된다 (노정순, 2008). 신뢰구간 산정을 위해서는 표준오차 값이 필요하며, 이는 다음의 (공식 6)을 통해 분산(V)을 도출한 뒤 (공식 7) 에서의 표준오차(SE)로 전환하는 방법을 취하게 된다 (Borenstein et al., 2009).

일반적으로 95% 신뢰구간을 설정하며, (공식 8) 은 평균 효과크기의 Z검정식을, (공식 9)는 신뢰구간 산출식을 각각 나타낸다 (오성삼, 2002).

95% 신뢰구간은 평균 효과크기에 ± 1.96*표준오차로 산정되며, 이 구간 사이에 '0'이 포함될 시, 효과크기는 비유의한 것으로 판정한다 (문동규, 2011). 앞서 기술한 효과크기 검정의 모든 과정은 개개의 연구물이 동질적이라는 전제하에 시행됨에 따라, 개별 효과크기에 대한 동질성 검정을 실시하게 된다 (노정순, 2008). 보편적으로 동질성 여부는 Q검정을 통해 판별되며, 이는 (공식 10)에 따라 수행된다.

효과크기에 대한 Q검정 통계량은 X² 분포에 의거함에 따라, k – 1의 자유도(df)에서 도출된 X² 값으로 검정하게 되며, Q 통계량이 X² (k – 1)의 임계 치보다 클 경우, 동질성에 대한 영가설이 기각되므로 효과크기는 이질적인 것으로 판정된다 (신연수, 2008). 개별 연구에 대한 동질성이 확보될 경우 분석은 종료되지만, 이질적 분포10)가 존재할 시에는 랜덤효과모형(random effect model)으로 분석을 지속해 나가야 한다 (오성삼, 2002).

랜덤효과모형에서는 각각의 효과크기들이 모집 단으로부터 추출되는 과정에서 발생한 표집오차를 고려할 뿐만 아니라, 분석대상 선정 과정에서 생겨난 각 연구물 특성에 따른 오차까지 감안하게 된다 (노정순, 2008). 그러므로 메타분석에서 도출된 결과를 수거된 연구물에 한정하여 해석하지 않아도 되며, 무제한적인 추론이 가능하다는 이점을 갖게 된다. 이를 위해 다음의 (공식 11)과 같이 연구물 내표집 변량(V_Yi)과 연구물 간 표집 변량(τ²)을 합산한 총 변량(V*_Yi)을 계산한다.

Hedges & Olkin 효과크기 모형에서는 상기된 공식과 같이 교정된 역변량 가중치에 기초하여 평균 효과크기와 신뢰구간을 재산출하게 된다. 이때의 연구물 간 변량 τ²은 아래의 (공식 12)를 통해 도출할 수 있으며, 이를 위해 (공식 13)과 같은 부가적인 계산이 필요하게 된다.

도출된 메타분석의 결과를 해석함에 있어, 기준이 명확하지 않다는 지적도 나오고 있으나(박병기‧임신일, 2010), Cohen(1988)은 행동과학 분야에 있어 상관계수 효과크기 값은 보편적으로 다음 <표 3>에 제시된 범주에서 해석되고 있다. 메타분석 시, 고려 해야할 사항 중 하나는 모든 연구물을 총망라하지 못함에 따른 Rosenthal의 ‘책상 서랍의 문제 (file drawerproblem)’이다 (오순문, 2010). 즉 출판된 논문만을 표집대상으로 선정함으로써 표본의 대표성이 문제가 될 수 있다는 뜻이며, 이로 인해 출판물 편의(publication bias)가 유발될 수 있다는 것이다 (문동규, 2011). 하지만 발표되지 않은 연구물 전부를 수거하는 일은 불가능에 가깝기 때문에, Orwin(1983)은 편의 문제를 보완하기 위한 안전성 계수(Fail – safe N: N_fs)의 개념을 도입하였으며, 유의한 결과를 비유의한 결과로 번복시키는 데 요구되는 논문 수의 계산 방법을 제시하였다. 안정성 계수를 산출하는 수식은 다음의 (공식 14)와 같으며, N_fs은 안정성계수, N은 사례 수, d는 효과크기, d_c는 Cohen(1988)이 언급한 효과크기의 범주 중 작은 효과를 의미한다.

특정 종속변인에 대한 상관계수를 이용하는 메타 분석의 경우, 하나의 연구물에서 두 개 이상의 효과 크기가 도출되는 사례가 발생한다. 이는 자료의 독립성 가정 여부와 관련된 문제로서, 다음과 같은 대안을 따를 수 있다. 첫째, 전통적 접근 방법에 따라, 각 자료가 독립적이라는 가정 아래 분석을 실시하는 것이며, 둘째, 효과크기의 평균을 산출하여 적용 하는 방법이 있다. 셋째는 Cooper(2010)가 제안한 분석단위의 이동법인데, 총 효과크기는 연구물을 분석 단위로 설정하는 반면, 개별 하위요인의 분석 단위는 효과크기를 따르는 방식을 취한다. 본 연구는 누적된 특정 독립변인과 종속변인 간의 인과관계 규명이 아닌, 보다 포괄적인 측면에서 영향요인을 탐색함에 주목적이 있음에 따라, 정보 손실의 방지를 위해 전통적 접근방법을 적용하고자 하며, 분석 단위의 이동에 따른 결과값 또한 제시함으로써 채택값과의 비교를 가능하게 할 것이다. 본 연구는 메타통계분석의 실행을 위해, Excel과 통계전문 소프트웨어 SPSS 18.0, CMA 2.0 (Comprehensive Meta Analysis 2.0)을 사용하였다.

5)이직의도 개념의 양면성에 기인하여 억제요인과 더불어 유발요인 역시 존재함. 국내 호텔리어 이직의도 관련 연구물은 총 172편이 수집되었고, 이 중 63편의 연구물에서 유발요인이 도출됨. 유발요인의 경우 총 145개의 효과크기(특성변인 N: 직무내용=14; 조직관련=6; 작업 환경=4)가 도출되었으나, 본 연구는 억제요인에 기초하여 분석결과를 다루고자 함.  6)내용타당성의 확보를 위해 수집된 연구물 내 종속변수인 이직의도의 측정도구를 검토한 결과, 전반적으로 Bluedorn(1982)이나 Steel & Ovalle(1984) 등이 개발한 이직의도 척도를 인용 및 수정·보완하여 사용하였으며, 그 밖에도 다른 연구자가 수정 후 활용한 척도를 재인용 및 참조하거나, 연구자 본인이 추구하는 개념에 따라 척도를 조합하는 등 다양한 유형으로 의직의도에 대한 조작적 정의를 내리고 있었다. 본 연구는 메타분석의 주요목적인 개별 연구의 정량적 연구 결과를 통합함에 의거하여, 개개의 연구에서 시도한 조작적 정의를 포괄적으로 수용하고자 함 (진혜민·박병선, 2013).  7)본 연구에서의 메타분석이란 효과크기모델에 기반을 둔 정량적 통계 분석법을 의미한다. 상관계수 메타통계기법으로는 Hedges – Olkin의 효과크기 모형 이외에도, Rosenthal 모형(Hedges – Olkin 모형과 유사한 면이 많으나, Z검정법이 다르며 고정효과모형 분석만을 제안함)과 Hunter – Schmidt랜덤효과모형(실제효과 크기는 본래 이질적이라는 가정 하에, 랜덤효과모형만을 사용) 등이 있다 (노정순, 2008; 오순문, 2010).  8)산출된 Zr값을 다시 Pearson r로 복원하는 수식은 다음과 같다 (Borenstein et al., 2009).   9)  10)'산출된 효과크기들이 동일한 모집단의 평균값을 추정하는가'에 대한 검정이 동질성 분석이며, 이에 실패할 경우 집단분포를 적절히 대표하지 못하는 이질적 분포임을 의미함.

[연구과제1]은 국내 호텔리어의 이직의도에 영향을 미치는 억제요인군(직무내용, 조직관련, 작업 환경)의 총 영향력을 산출하고, 하위요인별 효과크기와 상관의 서열을 종합적으로 분석하는 데에 목적을 두었다. 메타분석 결과는 다음의 <표 4>에 제시되어 있으며, 동질성 검정 결과 귀무가설이 기각 되어(Q=11157, df=470; p <.001; I²=95.8%), 랜덤효과모형으로 효과크기를 추정하였다. 억제요인군의총 평균 효과크기는 r=-.262로 나타났으며, 중간 정도의 영향력을 보인다고 해석할 수 있다. 또한, 랜덤모형에서 산출된 개별 요인군의 효과크기는 모두 유의하였으며, 영향력의 크기는 ①조직관련군(r=-.311) > ②직무내용군(r=-.262) > ③작업환경군 (r=-.177) 순이었다.

본 연구는 학술논문만을 분석 대상으로 선정함에 따라, 특정 논제와 관련된 일부 연구만이 종합되었다는, 즉 모든 자료를 총망라하지 못하였다는 표집의 대표성 문제를 고찰하였다 (문동규, 2011). 결과의 왜곡 가능성을 판별하기 위해, 분석자료의 편향성에 대한 출판 편의(publication bias) 검사를 시행 하였다 (Borenstein et al., 2009). 먼저, Egger의 선형 회귀 검증 결과, 절편값=-.370, 양측검정 p – value 값이 .775임에 따라 출판편의가 없는 것으로 규명되었으며, [그림 3]의 Funnel Plot에서 나타난 것과 같이 본 요인군의 좌우대칭 상태가 양호한 것으로 확인되었다 (제미영‧신인수‧최지은, 2012). 또한, Orwin(1983)의 안정성 계수11)는 N_fs=76.3으로서, Cohen(1988)이 제시한 작은 효과크기(r=.10)를 기준 (d_c)으로 적용했을 시, 향후 무의미한 억제요인과 관련된 연구결과가 77편 정도가 추가될 때만이, 영향력의 크기가 작은 효과로 변화되는 것으로 나타났다 (오성삼, 2002). 따라서 본 연구는 사용된 분석 물에 대한 편향성이 안정적이라고 판단하는 바이다 (문동규, 2011). 평균 효과크기에 대한 백분위 U₃ 지수는 39.7percentile을 보였는데, 이는 표준정상분포에서 통제집단의 평균 효과크기가 50.0percentile 임을 전제로 했을 때, 실험집단, 즉 억제 요인군의 총 가 10.3 percentile만큼의 감소 효과를 가져온다고 해석할 수 있다 ([그림 4] 참조).

가. 직무내용 요인군에 대한 메타분석

직무내용 억제요인군의 하위 특성변인은 총 180개의 효과크기로 구성되었으며, 메타분석 결과는 다음의 <표 5>에 제시된 것과 같다. 24개 특성변인에 대한 모수효과모형 검증결과, 직무자율성(95% CI_r:-.110~.008)과 피드백의 적절성(95% CI_r: -.007~.105)에서만이 유의성이 기각되었으며, 나머지 요인은 모두 유의미한 것으로 확인되었다. 이어 동질성 Q검정을 실시한 결과, 과업중요성(r=-.092), 기술다양성(r=-.164), 서비스회복행동(r=-.163), 핵심 자기평가(r=-.223)의 효과크기만이 동질적인 것으로 밝혀졌다. 따라서 이질 분포를 보인 요인들에 대해 서는 랜덤효과모형을 적용하여 영향력을 재추정하였다.

분석 결과에 따르면, 95% 신뢰구간에서 고객지향성(CI_r :-.422~.145), 내면적행위(CI_r :-.456~.522), 업무 역량성(CI_r :-.357~.097), 연계(CI_r :-.353~.168), 자기효능감(CI_r :-.509~.009), 직무접합성(CI_r :-441~.003), 진심적행위(CI_r :-.701~.946)의 효과크기는 비유의한 것으로 나타났으며, 경력몰입(r=-.289), 업무영향력(r=-.233), 업무의미성(r=-.312), 자기결정력(r=-.204), 적합(r=-.374), 직무만족(r=-.361), 스트레스대처전략 (r=-.155), 직무가치(r=-.168), 직무몰입(r=-.352), 희생(r=-.266)직무성과(r=-.260) 요인에서 통계적으로 유의한 결과가 도출되었다.

영향력의 크기를 서열 순으로 나열해 보면, ①적합 > ②직무만족 > ③직무몰입 > ④업무의미성 > ⑤경력몰입 > ⑥희생 > ⑦직무성과 > ⑧업무영향력 > ⑨핵심자기평가 > ⑩자기결정력 등이 ‘r=.25’ 근방의 중간 효과크기를 나타냈으며, ⑪직무가치 > ⑫기술다양성 > ⑬서비스회복행동 > ⑭스트레스대처전략 > ⑮과업중요성 요인이 ‘r=.10’을 소폭 상회 하는, 비교적 낮은 효과크기를 보였다.

직무내용 요인군의 총 효과크기는 동일성 검정 결과(Q=4063, df=179; p <.001; I²=95.6%), 이질적인 것으로 판명되어 랜덤효과모형에 기초한 효과크기(r=-.262)가 산출되었다. 더불어, 본 연구는 F_Q 지수를 제시하였는데, 이는 효과크기의 집단 내 이질성에 대한 집단 간 이질성을 상대적 비율로 나타낸 수치이다 (박병기‧임신일, 2010). F_Q 값은 3.547로서 직무내용 요인군에 대한 하위 특성변인의 조절효과는 실제 효력이 있는 것으로 해석할 수 있다.

[그림 5]는 직무내용 요인군의 Forest Plot으로서, 효과크기 분석결과를 신뢰구간 95%에서 가시적으로 확인할 수 있다. '0(zero)'가 포함되지 않아야 유의성이 존재하며, 구간이 '0'에서 멀어질수록 영향력은 강력해진다고 해석할 수 있다.

나. 조직관련 요인군에 대한 메타분석

조직관련 요인군에 대한 메타분석은 183개의 효과크기에서 도출된 20개의 특성변인으로 진행되었다 (<표 6> 참조). 모수 효과에 따른 Z검정의 유의성 판정 결과, 복지후생(95% CI_r :-.097~.008), 인사고과제도(95% CI_r :-.072~.030), 조직커뮤니케이션 (95% CI_r : -.033~.074)의 효과크기는 비유의한 것으로 나타났으며, 동질성이 확보된 경영정책(r=-.160; Q=5, df=2; p>.05; I²=57.4%)과 기업윤리(r=-.120; Q=2, df=1; p>.10; I²=43.8%)를 제외한 나머지 요인에 대해서는 랜덤효과모형을 적용하였다. 분석 결과, 95% CI_r에 '0'이 개입되어 있는 경영자신뢰, 보상제도의 효과크기만이 비유의했을 뿐, 모든 요인이 이직의도에 부(負)의 영향을 미치는 것으로 검증되었다 ([그림6] 참조).

영향력의 순위를 정리해보면, ①절차공정성(r=-.487) > ②조직신뢰(r=-.475) > ③개인-조직 적합성(r=-.474) > ④조직몰입(r=-.450) > ⑤가치의제(r=-428) > ⑥조직동일시(r=-.409) 등이 강한 효과크기 (r ≥ .40)를 나타내는 것으로 확인되었으며, 이어 중간 효과크기(r=.25 부근)를 지닌 ⑦분배공정성(r=-.311) > ⑧상호작용공정성(r=-.281) > ⑨조직시민 행동(r=-.260) > ⑩조직후원인식(r=-.237) > ⑪임금 수준만족(r=-.191)과 다소 약한 효과크기(r ≒ .10)를 보인 ⑫승진역할(r=-.162), ⑬경영정책(r=-.160), ⑭ 기업윤리(r=-.120) 요인 등이 도출되었다. 조직관련 요인군의 총 효과크기 역시 이질성이 감지되어(Q=4814, df=182; p<.001; I²=96.2%), 랜덤효과모형에 따른 r=-.311이 산출되었으며, 이는 억제요인군의 평균을 상회하고 있었다. 또한, F_Q 지수가 4.505의 수치를 보임으로써, 조직관련 요인군에 대한 하위 특성변인의 조절력은 실제 효력이 있는 것으로 나타났다.

다. 작업환경 요인군에 대한 메타분석

작업환경 억제요인군은 전체 108개의 효과크기에 따른 18개 하위 특성변인으로 이루어져 있으며, 메타분석 결과는 다음의 <표 7>에서와 같다. 모수효과 모형 분석 결과, 서번트리더십(95% CI_r :-.020~.031) 과 지적자극(95% CI_r :-.102~.010) 요인이 Z검정 결과 비유의한 것으로 나타나, 그 외 요인에 대해서만이 Q검정이 시행되었다. 동질성에 대한 귀무가설이 기각되지 않은 요인은 집단응집력(r=-.214)과 카리스마(r=-.180)였으며, 이질 분포가 나타난 요인들에 대해서는 랜덤효과모형을 통한 효과크기 추정이 이루어졌다.

먼저, 이직의도 억제력에 효과가 없는 것으로 밝혀진 요인들은 동료후원(95% CI_r :-.500~.124), 상사 신뢰(95% CI_r :-.482~.109), 거래적리더십(95% CI_r : -.456~.140), 상사지원(95% CI_r :-.620~.016)이었으며, 영향력의 유의성이 도출된 요인들의 효과크기 서열은 다음과 같다. 먼저, 강한 영향력이 표명된 ①팀 몰입( r=-.360)을 비롯하여 중간 효과크기를 보유한 ②상사관계(r=-.302) > ③상사만족(r=-.265) > ④변혁적리더십(r=-.232 > ⑤동료만족(r=-.229) > ⑥개별적 배려(r=-.216 > ⑦집단응집력(r=-.214) > ⑧팔로 워십(r=-.211> ⑨동료관계(r=-.210) > ⑩카리스마(r=-.180) 순으로 이어졌으며, 다소 약한 효과가 도출된 ⑪ LMX(r=-.114) > ⑫ 근무환경(r=-.094) 요인이 뒤를 따랐다. 결과의 핵심은 상사의 능력과 동료 간의 협동의식에 따른 팀워크의 조성이 이직의사에 강한 부(負)의 영향력을 행사하는 것이라 볼 수 있다 ([그림 7] 참조).

연구는 메타분석 결과를 정리하고 영향요인에 관한 향후 연구 과제를 제시하기 위하여, 영향력과 신뢰성이 반영된 교차도표를 작성하였다. 이는 Importance – Performance Analysis(IPA)의 개념을 응용한 것으로, X축은 효과크기의 사례 수, 즉 실증분석을 통한 검증 횟수를 의미하며, X축의 보조선은 신뢰성 기준선을 나타낸다. 본 연구는 메타분석사의 제안에 기초하여 5회 이상 기 검증된 사례를 신뢰성이 확보되었다고 간주하였다 (오순문, 2010; 유준상‧서우석, 2013; 전혜민‧박병선, 2013). 따라서 1사분면과 4사분면에 위치한 영향요인이 검증적 측면에서 더욱 높은 신뢰도를 보이는 것으로 판정하였다. 또한, 영향요인 도출의 분석단위는 정보 손실의 방지를 위해 효과크기를 이용하였으나, 신뢰성 도출과 관련한 분석단위는 보다 보수적인 관점에서 효과크기 출처를 독립적으로 처리하고자, 연구물 단위를 적용하였다. Y축은 가중평균 효과크기에 대한 상관계수를 나타내며, 상‧하 보조선으로 Cohen(1988)이 제시한 해석 영역을 추가하였다.

[그림 8]의 직무내용 요인군 IPA(기준: X=5, Y=.25)에 따르면, 1사분면에 위치한 적합, 직무몰입, 경력몰입, 직무만족, 업무의미성, 희생, 직무성과 등 이 높은 상관성과 검증 신뢰도를 보유함에 따라, 핵심 영향요인으로 인정되었다. 그러므로 지속적인 검증을 통해 보다 세부적인 하위 요인 특성을 파악 해보는 것도 가치가 있을 것이다. 4사분면에 속해있는 업무영향력, 자기결정력 등은 신뢰할만한 수준 에서 중간 정도 효과크기를 지닌 요인으로 판단됨에 따라, 기타 핵심요인에 관심을 갖는 것이 보다 효율적일 것으로 사료된다. 3사분면에 위치한 핵심 자기평가, 서비스회복행동, 기술다양성, 과업중요성, 직무가치, 스트레스 대처전략 등은 상관성과 검증 빈도가 모두 낮은 편이므로, 우선적 연구 영역이라 고는 할 수 없으나 중간 효과크기 근방에 있는 요인 들에 대해서는 주의 관찰이 권고된다. 또한, 비유의 성이 제시된 진심적행위와 내면적행위의 이론적 부호는 정(正)의 방향을 나타내고 있었는데, 실로 감정노동의 효과에는 명확한 결론이 없다고도 볼 수 있으므로(한기완, 2013), 추후 보다 면밀한 조사설계 하에 영향력의 크기와 방향을 검증해볼 필요가 있을 것으로 판단된다.

[그림 9]는 조직관련 요인군 IPA(기준: X=5, Y=.25) 결과를 나타낸다. 먼저, 높은 상관치(r ≥ .40)가 나타났으나 검증사례가 적어 신뢰성이 확보되지 못한 가치의제, 조직동일시에 대해 선 검증을 제안 하는 바이며(2사분면), 강한 영향력(r ≥ .40)과 신뢰 성이 확보된 개인-조직 적합성, 조직신뢰, 절차공정 성, 조직몰입 요인에 대해서는 지속적인 검증과 구체화된 요인 연구가 진행되어야 할 것으로 판단된 다. 또한, 유의한 영향력(r ≒ .25)이 수차례 검증된 분배공정성, 조직시민행동, 조직후원인식, 임금수준 만족, 승진역할 역시 주목해야 할 요인일 것으로 사료된다. 더불어, 경영정책과 기업윤리 변인은 타 변수와의 요인화를 고려해야 할 것이며, 교육훈련, 복지후생, 조직커뮤니케이션, 인사고과제도는 실증분 석이 여러 차례 시행되었음에도 불구하고 비유의성이 도출된 원인에 대해서는 심도있는 고찰이 요구된다.

[그림 10]은 작업환경 억제효과군에 대한 IPA결과이다. X=5, Y=.25 기준에 비추었을 때, 비교적 높은 상관계수(r ≒ .25)와 검증 신뢰도를 나타내는 상사관계, 상사만족, 동료만족, 변혁적리더십, 동료 관계에 대해 계속적인 검증과 요인 세분화에 대한 탐색이 필요할 것으로 판단된다. 또한, 높은 상관계수(r ≒ .25)를 보이는 팀몰입과 상사지원은 검증 사례 수가 충분하지 않으므로 추후 영향력에 대한 재검증이 시행되어야 할 것이며, 비교적 낮은 상관성(r < .25)과 적은 사례 수를 보이는 개별적배려, 집단응집력, 카리스마, LMX, 팔로워십은 요인의 개념과 조작적 정의를 재정립하여 상위요인과의 통합을 시도하는 것도 효과적일 것으로 사료된다. 더불어, 근무환경에 관한 연구는 현 상태를 유지함이 효율적이라 여겨지며, 비유의하게 나타난 거래적리더십, 동료후원 그리고 이론적 부호가 반대로 나타난 서번트리더십에 대해서는 상이하고 상반된 결과의 원인을 규명하는 절차가 필요할 것으로 판단된다.

11)안정성계수에 대한 비판: 각 연구의 표본 크기 또는 이질성이 반영되지 않으며 효과크기 규모가 고려되지 않고, 통계적 기준이 없다는 비판을 받고 있음 (황성동, 2014). 대체 가능한 개선된 분석 기법이 개발된다면 사용하지 않은 것을 권고 받고 있으므로, 참고정보로 사용함이 바람직하다고 판단됨.

본 연구는 국내 호텔리어의 이직의도에 관한 실증분석이 지속되기 시작한 1998년부터 2013년 현재까지, 국내에서 발표된 전국규모의 학술논문에 대하여 메타분석을 시행하였다. 이는 누적된 선행연 구의 통합을 통해 핵심 이직의도 억제요인에 대한 총체적 결론을 도출하고자 함이었으며, 후속 연구 방향 정립에 일조할 기초자료를 제공함으로써 궁극적으로 동일 주제가 반복 검증되는 비효율성을 방지하고자 함이었다. 또한, 종합적 결론에 따른 이직 관리의 우선적 개입지점을 제언함으로써 실무적 효과의 증진을 도모하고자 하였다.

이와 같은 연구의 목적을 달성하기 위해, 16년간 누적된 국내 실증연구물(학술지 게재논문 및 학회 발표논문, 학교규모의 논문집 내 연구)을 인터넷 데이터베이스와 도서관 방문복사를 통해 수집하였으며, 체계적 문헌고찰 결과 153편의 호텔리어 이직의도 연구물로부터 471개의 보호변인 상관계수를 산출하였다. 이어 효과크기를 특성변인화 하였으며, 이를 다시 직무내용, 조직관련, 작업환경군으로 군집화하였다. 각 요인군에 대한 주요 분석결과는 다음과 같다.

첫째, 직무내용 요인군의 경우, 총 180개의 효과 크기로부터 도출된 24개의 특성변인 중 적합, 직무 만족, 직무몰입, 경력몰입, 업무영향력, 업무의미성, 자기결정력, 직무성과, 핵심자기평가, 희생, 과업중요성, 기술다양성, 서비스회복행동, 스트레스대처전략, 직무가치 등 15개 변인이 유의한 것으로 확인되었다. 둘째, 조직관련 요인군에서는 총 183개의 효과크기로부터 추출된 20개의 특성변인이 메타분석 되었으며, 14개의 영향요인이 도출되었고 이는 가치의제, 개인-조직 적합성, 절차공정성, 조직동일시, 조직몰입, 조직신뢰, 분배공정성, 상호작용공정성, 조직시민행동, 조직후원인식, 경영정책, 기업윤리, 승진역할, 임금수준만족 등이었다. 셋째, 작업환경 요인군에 대한 메타분석은 108개의 효과크기에서 도출된 18개 특성변인에 의해 시행되었다. 유의성이 나타난 영향요인은 총 12개였으며, 이는 팀몰입, 개별적배려, 동료관계, 동료만족, LMX, 변혁적리더십, 상사관계, 상사만족, 집단응집력, 팔로워십, 카리스마, 근무환경 등이었다.

본 연구는 IPA의 개념을 응용하여, X축에는 효과크기 검증의 사례 수를, Y축에는 가중평균 효과 크기에 대한 상관계수를 각각 설정하였다. 이를 통해 신뢰성을 부여할 수 있는 요인을 도출하였으며, 다음의 <표 8>는 이를 효과크기 수준에 따라 정리한 것으로, 이상의 특성변인들을 국내 호텔리어의 핵심 이직의도 억제요인이라 주장하는 바이다.

이러한 이직의도 억제요인의 도출 결과는 Cotton & Tuttle(1985)의 메타분석을 통해 제시한 10개의 직무관련 억제효과 중 9개의 요인(보수만족, 직무성과, 직무만족, 상사만족, 동료만족, 승진기회만족, 조직몰입)에서 동일한 결과임을 확인하였으며, 불일치한 역할명료성의 부재 원인은 동 요인이 국내에 서는 주로 역할모호성이란 유발요인으로 분석되었기 때문이라 보인다. 또한, Griffeth, et al. (2000)의 이직의도 메타분석 결과와도 보수만족, 분배공정성, 승진기회, 상사만족, 동료만족, 직무만족, 조직몰입 등의 요인에 있어, 이론적 부호와 효과크기 면에서 유사한 맥락을 나타내고 있었다. 이 역시 역할모호성이나 역할과부하 등의 유발요인으로 연구되었기 때문이라 사료된다.

한편, 본 연구에서 추가된 요인은 조직시민행동, 조직후원인식, 개인-조직 적합성, 조직신뢰, 절차공정성 등의 조직관련 요인과 직무착근도 및 임파워먼트 관련 직무내용 요인이었는데, 이는 2000년 대들어 세분화된 이직의도 하위개념이 출현했다는 이유도 있지만, 무엇보다 국내 호텔 업무라는 특정 조건과 호텔리어에 대한 처우의 현실이 반영된 것이라 판단하는 바이다.

메타분석 결과가 암시하는 점을 Kristof(1996)의 개인-환경 적합성 이론에 비추어 고찰해보았다. 호텔 직원은 개인과 조직, 개인과 직무, 개인과 상사, 개인과 동료 간의 부합 정도를 자가 평가하며, 적합 성이 높게 지각될수록 이직의도는 감소한다는 것이다. 이러한 원리에 입각하여 결과를 해석해보면, 국내 호텔리어는 이직을 고려함에 있어 직무와 본인 능력 간의 보완성, 직장 내 상사와 동료 간의 화합 보다 개인과 조직 사이의 융합 정도를 우선시함으로, 호텔 기업의 조직문화나 운영방식이 직원 잔류결정에 중요 변수가 된다는 것이다 (오희균‧정규엽, 2013).

이는 직장 상사나 동료와의 조우가 개인의 선택 과는 무관하게 이루어지며 호텔 직무 역시 전문화된 기술을 요구하지 않는다는 점에서도 찾아볼 수있다. 다시 말해, 호텔 직원의 이직률을 감소시키는 방안은 인사 선발 시 전공여부나 대인관계에 관한 인성 검사에 비중을 두기보다 지원자와 호텔 간의 경영철학이 유사하여 적절히 부합되는지를 판단함에 있다는 시사점을 남기고 있다. 또한, 능력 있는 인력 보유를 위한 방편으로서 호텔은 직원으로 하여금 조직문화의 지속적인 인지를 도모할 수 있는 다각적 측면의 내부마케팅 전략을 모색하여 조직정체성과 조직기반 자긍심을 강화하는 것이 바람직할 것으로 사료된다.

본 연구는 호텔경영학계 내 메타분석의 활용이 전무하다는 점에서 방법론적 함의를 지니고 있으며, 이직의도 영향요인에 대한 체계적 정보를 제공하고, 유사 요인이 반복 검증되는 비효율성의 방지를 도모한다는 측면에서 학술적 의의를 담고 있다. 또한, 핵심 이직의도 영향요인의 추출을 통해, 인사 관리 측면에서의 우선적 고려사항을 제언했다는 점에서 실무적 함의 또한 갖추었다고 볼 수 있다. 본 연구에 내포된 여러 측면의 의의에도 불구하고 다음과 같은 한계점을 지닌다.

첫째, 본 연구는 일정 기준을 설정하고 연구물을 선별함에 따라, 국내 호텔리어의 이직의도 관련 연구가 일부 제외되었다는 한계점을 지닌다. 즉 연구 대상의 범위를 국내 기 발표된 학술지 및 학술발표 논문으로 한정하였는데, 기타 중요 변인이 제외될 수 있다는 것이다. 따라서 향후 연구에서는 자료 수집의 범위를 확대하여 학위논문 등과 같은 다양한 연구물을 포괄하는 메타분석이 시행되기를 제언하는 바이다.

둘째, 메타분석에 포함된 논문 자료의 질적 평가가 체계적으로 시행되지 못하였다. 이 역시 내적타당도가 미약한 연구물까지 종합한다는 메타분석 취지에 어긋나지는 않으나, 실제로 조사 설계나 연구 방법의 오류가 존재하는 연구물이 취합될 시 결과의 왜곡이 발생될 수 있다는 위험성이 있을 것이다. 따라서 후속 연구에서는 분석 대상에 대한 정성적 평가가 추가된 통합 연구를 진행함으로써, 성과의 타당성이 제고되기를 바란다.

셋째, 하나의 사례밖에 갖지 않는 효과크기들이 분석대상에서 제외됨에 따라, 국내 호텔리어의 이직의도 억제요인을 온전히 포괄함에 한계가 있을 수 있다. 환언하면, 실제로 영향력 있는 변인이 분석에 포함되지 못함으로써, 총체적인 영향요인의 도출이 불가능할 수 있다는 것이다. 그러므로 향후 연구는 더욱 총괄적인 이직 영향요인의 도출을 위해, 유사개념을 나타내는 단일 사례 효과크기들에 대한 요인분석 등, 효과적인 분석기법의 활용 방안이 제안되기를 기대해본다.

넷째, 분석 연구물 내 기재된 호텔리어 인구통계 변수의 범주가 상이함에 따라 성별, 연령, 직급, 학력, 고용형태, 부서, 근속년수 등의 명목 변인들을 통합하여 코딩하지 못하였다. 이에 대한 조절효과를 살피는 것은 효과크기 이질성을 규명하는 데에도 주요한 정보를 제공할 것으로 판단된다. 따라서 조절효과나 상호작용 효과가 내재된 변인 특성의 코딩을 통하여 이를 동시에 메타분석할 수 있는 고차원의 연구방법론이 수행되기를 기대해 보며, 인구통계 변인에 따른 중재효과를 탐색하기 위해 동일범주로 분석된 연구물만을 대상으로 한 메타분석의 시도도 의미가 있을 것으로 사료된다.