21세기를 살아가는 현대인은 정보기술의 급속한 발달과 국제경제 환경의 변화로 인해 기업을 둘러싸고 있는 경영환경이 크게 변화하고 있다. 기업의 경영환경 변화는 오늘날 더욱 치열한 경쟁으로 바뀌어 품질과 서비스로 승부하지 않으면 시장에서 살아남을 수 없게 되었다. 이런 변화에 대응하여 우리나라 기업들은 글로벌(Global)시장에서 우위를 확보하기 위하여 수익성 강화는 물론 현금 유동성과 조직 및 노동의 유연성 등 많은 자구노력을 하고 있다.

IMF이후 기업들은 외형과 성장 위주의 경영에서 내실위주로 경영정책을 변경하였다. IMF이전 까지는 우리기업들은 외형과 성장위주의 경영을 해왔다. 내실을 외면한 외형 위주의 성장은 부실로 이어졌고 결국은 기업의 몰락을 가져왔다. 1997년 외환위기 때에는 빠른 환경 변화에 대응하지 못해 많은 기업들이 부실화되어 시장에서 퇴출되었다. 기업의 퇴출은 한 기업만의 문제가 아니라 전체적인 사회적 비용과 손실을 가져왔다. 1997년 외환위기에 사회적 손실과 비용이 늘어나게 되자 위기에 처한 기업에 회생의 기회를 주어 법 절차에 따라 경영을 돕도록 하였다.

이 제도 하에 경영을 하는 회사는 법정관리를 받게 되는데, 대부분의 법정관리회사는 재무사정이 어려워 도산에 직면한 회사로서 기업회생을 위해서는 인수합병이나 구조조정 등으로 회생을 도모하게 된다. 인수합병이나 구조조정 과정에서 근로자는 고용불안을 겪게 되고 이 과정에서 심한 스트레스 및 정신적인 충격과 함께 직장 및 직무에 대한 불안감 확산과 조직에 대한 몰입도가 감소한다고 한다(Lee, 2012). Statics Korea( 2012)의 사회조사 통계자료에 따르면 직장인의 스트레스 정도에 대한 조사에서 스트레스를 받고 있다고 답한 직장인이 74.1%나 되었다. 이러한 직무스트레스는 회사가 처한 환경상황에 따라 차이가 있을 것이다. 최근 동양그룹의 법정관리 신청으로 계열사인 동양증권은 근로자 600명이 명예퇴직을 신청하였다(Whang, 2014). 법정관리회사는 동양그룹 쌍용건설 웅진그룹 LIG그룹 STX그룹 등의 대기업을 포함하여 중소기업에까지 매년 그 숫자가 증가하고 있다. 대법원 통계 사법연감의 기업회생(합의) 사건 처리 건수에 따르면 기업회생신청 건수는 2008년에 366건, 2009년 669건, 2010년 630건, 2011년 712건 2012년에 803건으로 매년 증가하고 있다. 법정관리 회사는 고용불안과 직무환경으로 인한 우수인력이 이탈할 가능성이 많다. 대기업의 법정관리는 사회에서 이슈화가 되고 있지만 중소기업의 법정관리에 쏠리는 관심은 그렇게 크지 않다. 하지만 중소기업의 핵심 인력유출은 기업회생에서 중요한 문제이다. 중소기업의 핵심인력의 유출은 기업회생에 직접적으로 영향을 미칠 수 있기 때문에 유출 방지를 위하여 특별히 인적자원관리가 필요한 이유이다.

본 연구의 목적은 중소기업의 법정관리회사의 근로자를 대상으로 고용불안과 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 고용불안은 직무역할과 스트레스, 직무역할과 이직의도의 관계에서 매개효과와 스트레스는 직무역할과 이직의도, 고용불안과 이직의도의 관계에서 매개효과를 밝히고자 한다. 이 연구 결과로 법정관리회사의 근로자에 대한 스트레스관리와 인적 자원관리에 시사점을 제공하는데 목적이 있다.

우리나라에서는 1997년 외환위기에 국가적 시련을 겪게 된 것을 계기로 기업회생제도의 의미와 중요성이 부각되었다. 법정관리는 경영난에 처한 기업에 위기를 극복 할 수 있는 기회를 주어 법의 절차에 따라 회생을 돕는 관리제도이다. 법정관리의 목적은 통합도산법 제1조에서 채무자의 계속기업가치가 청산가치를 상회하는지 여부를 따져 회생절차의 진행 여부를 판가름하는 ‛경제성 판단의 원칙’을 채택하고 있어 경제적 가치가 있는 채무자를 선별하여 회생시키는 데 있다(Bankruptcy Department of Seoul Central District Court, A Research Team of Administrative Work, 2011) 한편 회생제도의 기본원리는 이해관계의 공평한 조정으로서 채권자 평등원리를 지도이념으로 하는 도산법을 제정하고 이를 기준으로 채무자의 이해관계를 집단적으로 공평하게 조정한다. 또 다른 원리는 채무자 회생 우선의 지원과 경제적 혼란과 경제적 손실 방지에 목적이 있다(Kim, 2012). 따라서 법을 통하여 이해관계자들의 이해를 조정하며 갱생가능한 부실기업의 청산을 막아 회생시킴으로서 사회 전체적으로 효율성을 높이는 데 의의를 두고 있다.

1997년 한보그룹 및 대우그룹의 위기로 시작한 대기업의 부도, 주가폭락, 환율폭동에 이어서 IMF 사태로 많은 기업들이 시장에서 퇴출되었다. IMF 초기 1997년도에 17,168개 회사가 부도 처리 되었고, 그 이듬해인 1998년에는 무려 22,828개 회사가 시장에서 퇴출 되었다(Song, 2006). 이 시기에 법정관리를 신청하여 법정관리제도를 이용한 기업은 1997년도에 회생 132건, 화의 322건, 1998년도에는 회생 148건, 화의 728건으로 나타났다. 그 후 몇 년 동안은 기업회생 신청 사건은 점차 줄어 매년 50∼100여 건에 불과 하였으나 2008년 금융위기 이후 다시 급증하기 시작하면서 2008년에 366건, 2009년에는 669건으로 전년대비 1.8배로 증가하였다. 대법원 통계 사법연감에 따르면 2009년부터 2012년까지 4년간 법정관리현황 및 처리결과는 <표1>과 같다. 4년간 기업회생 신청은 2,814건이고 신청 회사 중 기업회생 개시결정은 2,130건으로 75.6%의 높은 수치를 보였다. 기업회생 개시결정은 자산을 보전할 목적과 기업의 실질가치를 평가할 시간이 필요해서 내린 과정이라고 볼 수 있다. 기업회생 개시결정 과정에서 기업의 실질가치를 평가하여 회생가능성이 있는 기업을 선별한다. 계속가치가 청산가치보다 높으면 관리인으로 하여금 회생계획안을 작성 제출하게 하여 기업회생 인가 여부를 진행하게 된다. 이 과정을 통과하여 기업회생 인가된 회사는 4년간 1,012건으로 신청건수 대비 35.9%로 비교적 높은 비율이다. 하지만 기업회생을 신청하여 법정관리를 종결하는 기업은 6.6%(신청/종결)에 불과하여 경영위기에서 재기한다는 것이 매우 어렵다는 것을 입증하고 있다. 이는 법정관리 신청 건수는 증가하지만 진행 절차 중에 중도에서 폐지되고 기업회생으로 종결되는 기업은 많지 않음을 보여주는 것이다. 그나마 종결의 대부분은 기업 인수합병(Mergers and Acquisitions: 이하 M&A로 표기) 등으로 인하여 이루어지고 있으며(Park, 2007), 신청 기업이 독자적인 영업력으로 회생하여 종결되는 경우는 극히 적을 것으로 추정된다.

우리기업들의 2009년부터 2012년까지 법정관리현황 및 처리결과는 다음<표1>과 같다.

조직의 변화는 여러 가지 이유로 일어나며 변화의 내용도 다양하다. 경쟁이 치열할 경우 살아남기 위해 조직은 항상 변화를 시도한다. 새로운 기술을 도입함으로써 생산라인이 변화되고 구조조정이 불가피하여 인원감축으로 연결된다든가 몇 개의 부서가 통합되어 업무분담이 달라지는 경우 등이다. 이러한 변화는 조직구성원 개인에게는 직무내용의 변화, 권한의 변화, 고용유지에 대한 불안감 그리고 승진기회의 불이익 등으로 지각되어 스트레스를 유발한다(Park, 2014). 정리해고는 두 가지 형태의 결정요인을 가지고 있다. 하나는 외부의 급격한 경기변화에 대한 대응의 성격이고 다른 하나는 조직슬림화에 의한 고용감축을 통해 기업의 효율성을 극대화시키고자 하는데 있다(Lee, 2012 ; Cappelli, 2000: Gilboa, Shirom, Fried & Cooper, 2008). 법정관리회사의 고용변화는 채권자의 채권상환을 위하여 M&A와 다운사이징(Downsizing: 조직의 축소 또는 감원을 뜻하는 경영기법)등과 같은 자구노력을 하는 과정에서 발생한다. 법정관리 회사가 근로자에 대한 인력감축 등 고용조정을 하더라도 근로자는 고용에 대한 위협으로부터 대항할 수 있는 힘을 가지고 있지 않다. 물론, 경영상의 이유에 의한 근로자의 해고 시에는 법원의 허가를 받도록 규정이 되어있지만, 회사가 계속하여 재무적으로 어려워지면 회생절차의 기본 구조와 원리는 인력감축과 적자사업의 중단 등 사업의 재구축을 포함하기 때문에 구조조정은 불가피하다(서울중앙법원판산부실무연구회, 2011). M&A로 기업이 인수되어 고용이 보장된다 하더라도 새로운 경영주의 등장으로 조직의 변화를 이끌게 되면 종업원들은 조직의 변화와 새로운 문화 등의 수용으로 인하여 스트레스를 받게 되고 직무에 대한 불안을 느끼게 될 수 있을 것이다.

2.4.1. 직무스트레스와 고용불안의 관계

Greenhalgh과 Rosenblatt(1984)는 직무스트레스의 근본 원인으로 고용불안을 제시하였다. 직무불안정은 실직이나 해고와 같이 사회적으로 뚜렷하게 나타나는 것이 아니라서 분명하게 반응을 나타내어 사회적 지지를 기대할 수도 없는 내적인 경험이다(Hartley et al, 1991). 어떤 근로자가 더욱 많은 불안정을 받는지 직무불안정을 더욱 힘들게 받아드리는지 알 수 없기 때문에 적절한 대책을 수립하기도 어렵다. 이러한 이유로 인해 직무불안정은 잠재적인 스트레스 요인으로 작용하고 실제 실직이나 해고보다 더 큰 스트레스 요인으로도 작용할 수 있다고 하였다(Lee, 2012). Park(2011)의 선행연구에서도 고용불안과 직무스트레스의 관계에서 고용불안이 높을수록 직무스트레스도 증가한다는 것을 밝혔다. 또 다른 연구에서는 역할 관련 직무스트레스가 직무불안을 가져온다고도 하였다(Lim, 2005: Lee, 2011). 즉 직무역할의 변화로 인하여 고용불안을 인식한다는 것이다. 다수의 학자들은 직무스트레스와 고용불안은 직접적인 영향을 미친다는 것을 밝혀왔다.

2.4.2. 직무스트레스와 이직의도와의 관계

직무스트레스와 이직의도와의 관계에서도 상당한 관계가 있음을 많은 연구자가 밝혔다. 많은 학자들은 직무스트레스는 개인에 대한 영향뿐만이 아니라 기업에 대하여 조직몰입과 이직의도에 영향을 미친다고 보고하였다. 선행연구에서도 직무스트레스가 높을수록 이직 의도는 높아지는 것을 입증하였다(Park, 2011). 그러나 Song(1996)은 사무직 근로자를 대상으로 직무스트레스가 이직만족과 이직성향에 미치는 연구에서 역할갈등, 역할모호성, 과제특성, 자율성 요인 등은 이직성향에 영향을 미치고 있지만, 역할과부하 요인은 이직성향에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 대다수의 선행연구에서 직무스트레스가 이직의도에 영향을 미치는 것으로 연구결과가 나왔지만, 일부 연구에서는 직무스트레스의 요인에 따라 영향을 미치는 것이 다르게 분석되었다.

2.4.3. 고용불안과 이직의도와의 관계

Staufenbiel과 Kőning(2010)의 연구에서 독일기업의 평사원을 대상으로 종사원이 지각한 고용불안이 역할행동, 조직시민행동, 이직의도, 계획적 결근에 미치는 영향을 실증연구 하였는데, 조사결과 고용불안은 종사원들의 성과, 이직의도, 결근에 현저하게 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Park, 2011).

Emberland과 Rundmo(2010)는 노르웨이인 260명을 대상으로 직무불안정정성과 이직의도와 관계를 분석한 연구에서 직무불안이 이직의도에 미치는 간접적인 영향력이 조직헌신과 심리적 안녕감에 의해 감소되는 것으로 나타났다(Lee, 2013재인용).

Hellgren 등(1999)은 고용불안은 종업원들의 이직의도를 촉진시킬 수 있다고 주장한다. 이러한 주장은 고용불안 자체가 종업원들에게 강력한 심리적 위협요소로서 현 조직에서 계속 일을 할 수 있을 것인가에 대한 확신을 가질 수 없어 이를 걱정하는 사람은 보다 안전한 직업을 얻으려고 노력한다는 것을 내포한다. 구성원들이 조직에 대해 심리적으로 느끼는 직무에 대한 불안정성은 조직에 몰입을 유도하지 못할 뿐 아니라 이직의도를 갖도록 하 기 때문에 결국 조직에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Nam, 2006). 그러나 생산성이 높은 종업원은 고용불안정성을 느낄 경우 먼저 이직을 하기때문에 이직 의도는 조직의 중요한 변수이다. 직무불안정성에 대한 대부분의 선행연구에서 근로자의 직무불안정성은 조직변화와 역할갈등의 영향을 받으며 이로 인하여 무력감으로 조직몰입은 낮아지고 이직 의도는 높아진다는 연구결과가 나왔다(Lee, 2011; Park, 2011: Lee, 2012).

이상의 고용불안과 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향을 선행연구를 통하여 살펴보았다. 선행연구에서는 고용불안과 직무스트레스가 조직몰입, 직무만족, 이직의도에 직접적인 영향을 다루었으나 본 연구에는 고용불안과 직무스트레스에 대한 매개효과를 다루어 고용불안과 스트레스지각이 이직의도에 직접적인 영향뿐만 아니라 간접적인 영향을 미치는지를 알아보고자 범위를 확대하여 연구하였다.

본 연구의 목적과 필요성에 따른 선행연구에 비추어 설정한 연구모형은 <그림 1>과 같다. 직무역할스트레스는 고용불안, 스트레스지각 및 이직의도에 영향을 미치고, 고용불안은 스트레스지각과 이직의도에 영향을 미치고, 스트레스지각은 이직의도에 영향을 미치고 있는 모형이다. 이 때 고용불안은 직무역할스트레스와 스트레스지각 및 이직의도의 관계에서 매개역할을 하며, 스트레스지각은 직무역할스트레스와 이직의도 및 고용불안과 이직의도의 관계에서 매개효과가 있는 모형으로 설정하였다.

이상의 연구문제와 연구모형에 따라 설정한 연구가설은 다음과 같다.

본 연구는 법정관리를 신청하여 회생개시결정이 진행되고 있거나 회생인가 결정이 되어 회생계획을 진행하고 있는 회사에 근무하는 근로자를 대상으로 하였다. 표본 수집은 서울, 인천, 경기 지역에 본사를 둔 서울중앙지방법원, 수원지방법원, 의정부지방법원, 인천지방법원의 관할 하에 법정관리를 받고 있는 50인 미만의 중소기업으로 하였다. 조사기간은 2014. 6. 23∼2014. 7.18까지 하였다. 조사대상자의 일반적 특성은 <표 2>과 같다.

3.3.1. 고용불안

고용불안은 안정적인 고용관계를 위협하는 것으로부터 느끼는 것을 말하며 본 연구에서는 직무불안과 같은 뜻으로 정의하여 무력감과 직무상실 불안감으로 측정하였다. 무력감은 자신의 노력이나 통제로 위협적인 직무상황 또는 변화에 대응하지 못하여 느끼는 심리적 상태이고 직무상실은 고용의 지속적 유지에 무력감을 느끼는 상태로 정의하였다.

측정도구는Park(2011), Lee(2011), Kwon(2012), Lee(2012), Jung(2014)의 척도를 사용하였다.

3.3.2. 직무역할 스트레스

직무역할 스트레스는 역할관련 직무스트레스 요인으로 역할모호와 역할과다로 정하여, 역할 모호는 역할정도가 불명확한 정도를 말하며 역할과다는 처리할 업무가 과중하거나 업무기술, 능력을 초과하는 정도로 정의하였다. 역할모호성과 역할과다에 대한 측정은 Jung(1999), Lee(2001), Park(2011), Yu(2012)의 측정도구를 사용하였다.

3.3.3. 직무스트레스 지각

직무스트레스는 직무수행 시에 나타날 수 있는 스트레스 증상을 측정하는 척도로 Jung(1999), Park(2011), Lee(2012), Lee(2013)가 사용한 도구에서 발췌하여 9개 문항으로 측정하였다.

3.3.4. 이직의도

이직의도의 측정척도는 Park(2007), Park(2011), Park(2012), Kim(2013)의 연구에 사용된 척도에서 본 연구에 적합한 척도를 발취하여 사용하였다.

연구변인의 문항 및 신뢰도 검증결과는 <표 3>와 같다.

3.4.1. 분석도구 및 연구방법

이 연구의 분석도구로는 SPSS V.21이 사용되었으며 수집된 자료는 데이터 코딩 후 연구대상자의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도와 백분율을 산출하였고 측정도구의 타당도 및 신뢰도 검증 후 데이터 순화과정을 거쳐 분석에 활용하였다. 각 변인별 상관관계 및 인과관계 분석을 위해 이변량 상관분석 및 단순·다중회귀분석을 실시하였다. 매개효과를 검증하는 과정에서 각 변인별 효과성을 검증하였고, 매개효과의 사후검증으로 소벨 검증(sobel test)를 활용하였다.

3.4.2. 매개효과 분석과 사후검정

매개변인이란 독립변인(Independent variable)인 X가 종속변인(Dependent variable)인 Y에 영향을 미치는 영향관계에서 직접적으로 영향을 미칠 뿐만 아니라 제3의 변인인 M을 통해서도 영향을 미친다고 할 때 이 M을 매개변인(Mediator)이라고 한다. 매개효과는 완전매개효과와 부분매개효과가 있으며 완전매개효과란 X가 Y에 미치는 효과(c)가 0에 가까운 경우이며, 부분매개효과는 M의 영향을 받더라도 X가 Y에 미치는 영향관계가 유의하며 약하게 영향을 미치는 관계로 변하는 상태를 말한다. 매개변인의 효과가 유의하기 위해서는 다음과 같은 조건을 만족시켜야 한다.

첫째, X와 Y의 관계(t)가 유의하여야 한다. 둘째, X와 M의 관계(a)가 유의하여야 한다. 셋째, M과 Y의 관계(b)가 유의하여야 한다. 넷째, 매개변인인 M이 추가된 모형에서의 X가 Y에 미치는 직접효과(c)와 매개변인이 없는 모형에서의 X의 효과(t)를 비교하여 직접효과(c)가 전체효과(t) 보다 커야 한다.

이 때 t와 a, b, c는 표준화계수이다. 마지막으로 매개효과를 검증하기 위해 소벨검증을 실시한다. 소벨검정은 독립변인(X)이 매개변인(M) 통해 종속변인(Y)에 미치는 효과, 즉 간접효과(a×b)의 통계적 유의성은 간접효과를 간접효과의 표준오차(Sab)의 비율, 즉 일종의 검증통계치 Z가 정규분포를 따른 다고 검증한다. 소벨테스트 결과 |Z|가 1.96보다 크다면 간접효과는 유의수준 5%에서 통계적으로 유의하다고 본다. 소벨테스트 수식은 다음과 같다. 이 때 a, b는 비표준화 계수이며, Sa2와 Sb2는 각각 a와 b의 표준오차이다.

중소기업 법정관리회사의 사원들의 직무역할스트레스, 고용불안, 스트레스지각 및 이직의도와의 관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시하였고 그 결과는 <표4 >과 같다. 모든 변인이 .451이상으로 p<.01(양쪽) 수준에서 유의한 상관관계를 보여주고 있다.

매개효과 분석을 위해 사용한 전체 측정변인에 대한 평균과 표준편차, 왜도 및 첨도는 표 5와 같다. 왜도와 첨도를 통해 정규분포성을 확인한 결과 절대값이 2를 넘지 않고 표본의 수가 n>30이므로 중심극한정리에 의해 정규분포를 가정한다고 볼 수 있다.

4.3.1. 직무역할스트레스와 스트레스지각의 관계에서 고용불안의 매개효과

첫째, 직무역할스트레스가 스트레스 지각에 미치는 영향을 알아보기 위해 회귀분석을 실시하였다. 직무역할스트레스와스트레스지각과의 상관관계는 r=.532로 다소 높은 상관관계를 보여주고 있으며 독립변수인 직무역할스트레스가 종속변수인 스트레스지각에 대한 전체 설명력을 보여주는 R제곱=.283로 28.3%의 설명력을 보여주고 있다. 또한 모형분산의 F=51.985(1,132), p=.000(p<.001)으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타나고 있다. 직무역할스트레스와 스트레스지각의 영향관계를 검증한 결과 t값은 7.210, p=.000(p<.001)로 직무역할스트레스는 스트레스 지각에 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다<표6, 1단계>.

둘째, 직무역할스트레스와 고용불안의 상관관계는 r=.481로 나타났고 설명력은 R제곱=.231로 23.1%의 설명력을 보여주고 있다. 분산의 F(1,132)=39.716, p=.000(p<.01)로 나타나 회귀모형 적합한 것으로 나타났다. 직무역할스트레스가 고용불안에 미치는 효과에서 t값은 6.302, p=.000(p<.001)로 유의한 영향관계가 있는 것으로 나타났다<표6, 2단계>.

셋째, 직무역할스트레스와 고용불안이 스트레스지각에 미치는 영향을 검정하기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 모형의 상관관계 r=.595로 다소 높은 상관관계를 보여주고 있으며, 설명력 R제곱=.354으로 모형의 35.4%를 설명해 주고 있다. 직무역할스트레스와 고용불안의 스트레스 지각에 대한 효과를 보면 직무역할스트레스는 t=4.807(p=.000), 고용불안은 t=3.803(p=.000)로 스트레스지각에 유의한 효과를 미치고 있는 것으로 나타났다<표6, 3단계>.

넷째, 이상과 같이 모든 회귀모형과 계수의 유의성이 검증되었으므로 고용불안이 매개효과가 있는지 검증할 수 있다. 직무역할스트레스가 스트레스지각에 미치는 효과는 1단계에서는 β=.532이며, 3단계에서는 β=.385로 나타나 1단계의 값이 더 크다는 것을 알 수 있다. 따라서 고용불안은 직무역할 스트레스가 스트레스지각에 미치는 영향관계에서 매개역할을 하고 있음을 알 수 있다. 이 때 고용불안의 매개효과는 0에 가깝지 않고 a와 b가 모두 유의하므로 완전 매개효과가 아닌 부분 매개효과라고 볼 수 있다.

다섯째, 고용불안의 매개효과 사후검증을위해 소벨검증을 실시한 결과 Z=3.361(p<.01, 양측)로 유의한 것으로 나타났다. 따라서 고용불안이 직무역할스트레스와 스트레스지각의 관계에서 매개역할을 할 것이라는 가설1은 지지되었다.

4.3.2. 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 고용불안의 매개효과

첫째, 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 영향을 알아보기 위해 회귀분석을 실시한 결과 직무역할스트레스와 이직 의도의 상관관계는 r=.506으로 다소 높은 상관관계를 보여주고 있으며 독립변수인 직무역할스트레스가 종속변수인 이직의도에 대한 전체 설명력을 보여주는 R제곱=.256으로 25.6%의 설명력을 보여주고 있다. 또한 모형 분산의 F=45.397(1,132), p=.000(p<.001)으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다. 직무역할스트레스와 이직의도의 영향관계를 검증한 결과 t값은 6.378, p=.000(p<.001)로 직무역할스트레스는 이직의도에 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다<표7, 1단계>.

둘째, 직무역할스트레스와 고용불안의 상관관계는 r=.481로 나타났고 설명력은 R제곱=.231로 23.1%의 설명력을 보여주고 있다. 분산의 F(1,132)=39.716, p=.000(p<.01)로 나타나 회귀모형 적합한 것으로 나타났다. 직무역할스트레스가 고용불안에 미치는 효과에서 t값은 6.302, p=.000(p<.001)로 유의한 영향관계가 있는 것으로 나타났다<표7, 2단계>.

셋째, 직무역할스트레스와 고용불안이 이직의도에 미치는 영향을 검증하기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 모형의 상관관계 r=.664으로 높은 상관관계를 보여주고 있으며, 설명력 R제곱=.440로 모형의 44.0%를 설명해 주고 있다. 직무역할스트레스와 고용불안의 이직의도에 대한 효과를 보면 직무역할스트레스는 t=3.625(p=.000), 고용불안은 t=6.574(p=.000)로 스트레스지각에 유의한 효과를 미치고 있는 것으로 나타났다<표7, 3단계>.

넷째, 이상과 같이 모든 회귀모형과 계수의 유의성이 검증되었으므로 고용불안이 매개효과가 있는지 검증할 수 있다. 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 효과는 1단계에서는 β=.506이며, 3단계에서는 β=.270로 나타나 1단계의 값이 더 크다는 것을 알 수 있다. 따라서 고용불안은 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 영향관계에서 매개역할을 하고 있음을 알 수 있다. 이 때 고용불안의 매개효과는 0에 가깝지 않고 a와 b가 모두 유의하므로 완전 매개효과가 아닌 부분 매개효과라고 볼 수 있다.

다섯째, 고용불안의 매개효과 사후검정을 위해 소벨검증을 실시한 결과 Z=3.194(p<.01, 양측)로 유의한 것으로 나타났다. 따라서 고용불안이 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 매개역할을 할 것이라는 가설2는 지지되었다.

4.3.3. 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 스트레스지각의 매개효과

첫째, 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 영향을 알아보기 위해 회귀분석을 실시한 결과 직무역할스트레스와 이직의도의 상관관계는 r=.506으로 다소 높은 상관관계를 보여주고 있으며 독립변수인 직무역할스트레스가 종속변수인 이직의도에 대한 전체 설명력을 보여주는 R제곱=.256로 25.6%의 설명력을 보여주고 있다. 또한 모형 분산의 F=45.397(1,132), p=.000(p<.001)으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다. 직무역할스트레스와 이직의도의 영향관계를 검증한 결과 t값은 6.738, p=.000(p<.001)로 직무역할스트레스는 이직의도에 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다<표8, 1단계>.

둘째, 직무역할스트레스와 스트레스지각의 상관관계는 r=.532으로 나타났고 설명력은 R제곱=.283로 28.3%의 설명력을 보여주고 있다. 분산의 F(1,132)=51.985, p=.000(p<.01)로 나타나 회귀모형 적합한 것으로 나타났다. 직무역할스트레스가 스트레스지각에 미치는 효과에서 t값은 7.210, p=.000(p<.001)로 유의한 영향관계가 있는 것으로 나타났다<표8, 2단계>.

셋째, 직무역할스트레스와 스트레스지각이 이직의도에 미치는 영향을 검증하기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 모형의 상관관계 r=.549로 높은 상관관계를 보여주고 있으며, 설명력 R제곱=.302로 모형의 30.2%를 설명해 주고 있다. 직무역할스트레스와 고용불안의 이직의도에 대한 효과를 보면 직무역할스트레스는 t=4.308(p=.000)로 유의한 효과를 미치고 있으나 스트레스지각은 t=2.938(p=.004)로 이직의도에 유의한 효과를 미치고 있는 것으로 나타났다<표8, 3단계>.

넷째, 이상과 같이 모든 회귀모형과 계수의 유의성이 검증되었으므로 스트레스지각이 매개효과가 있는지 검증할 수 있다. 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 효과는 1단계에서는 β=.506이며, 3단계에서는 β=.371로 나타나 1단계의 값이 더 크다는 것을 알 수 있다. 따라서 직무스트레스는 직무역할스트레스가 이직의도에 미치는 영향관계에서 매개역할을 하고 있음을 알 수 있다. 이 때 직무스트레스의 매개효과는 0에 가깝지 않고 a와 b가 모두 유의하므로 완전 매개효과가 아닌 부분 매개효과라고 볼 수 있다.

다섯째, 직무스트레스의 매개효과 사후검증을 위해 소벨검증을 실시한 결과 Z=3.632(p<.01, 양측)로 유의한 것으로 나타났다. 따라서 직무스트레스가 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 매개역할을 할 것이라는 가설3은 지지되었다.

4.3.4 고용불안과 이직의도의 관계에서 스트레스지각의 매개효과

첫째, 고용불안이 이직의도에 미치는 영향을 알아보기 위해 회귀분석을 실시한 결과 고용불안과 이직의도의 상관관계는 r=.620으로 높은 상관관계를 보여주고 있으며 독립변수인 고용불안이 종속변수인 이직의도에 대한 전체 설명력을 보여주는 R제곱=.384로 38.4%의 설명력을 보여주고 있다. 또한 모형분산의 F=82.408(1,132), p=.000(p<.001)으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다. 고용불안과 이직의도의 영향관계를 검증한 결과 t 값은 9.078, p=.000(p<.001)로 고용불안이 이직의도에 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다<표9, 1단계>.

둘째, 고용불안과 스트레스지각의 상관관계는 r=.490으로 나타났고 설명력은 R제곱=.240로 24.0%의 설명력을 보여주고있다. 분산의 F(1,132)=41.658, p=.000(p<.01)로 나타나 회귀모형 적합한 것으로 나타났다. 고용불안이 스트레스지각에 미치는 효과에서 t값은 6.454, p=.000(p<.001)로 유의한 영향관계가 있는 것으로 나타났다<표9, 2단계>.

셋째, 고용불안과 스트레스지각이 이직의도에 미치는 영향을 검증하기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 모형의 상관관계 r=.642로 높은 상관관계를 보여주고 있으며, 설명력 R제곱=.413로 모형의 41.3%를 설명해 주고 있다. 고용불안과 스트레스지각의 이직의도에 대한 효과를 보면 직무역할스트레스는 t=6.840(p=.000)로 유의한 효과를 미치고 있으나 스트레스지각은 t=2.517(p=.013)로 이직의도에 유의한 효과를 미치는 것으로 나타났다<표9, 3단계>.

넷째, 이상과 같이 모든 회귀모형과계수의 유의성이 검증되었으므로 스트레스지각이 매개효과가 있는지 검증할 수 있다. 고용불안이 이직의도에 미치는 효과는 1단계에서는 β=.620이며, 3단계에서는 β=.525로 나타나 1단계의 값이 더 크다는 것을 알 수 있다. 따라서 스트레스지각은 고용불안이 이직의도에 미치는 영향관계에서 매개역할을 하고 있음을 알 수 있다. 이 때 스트레스지각의 매개효과는 0에 가깝지 않고 a와 b가 모두 유의하므로 완전 매개효과가 아닌 부분 매개효과라고 볼 수 있다.

다섯째, 스트레스지각의 매개효과 사후검증을 위해 소벨검증을 실시한 결과 Z=5.448(p<.01, 양측)로 유의한 것으로 나타났다. 따라서 스트레스지각이 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 매개역할을 할 것이라는 가설4는 지지되었다.

Steers와 Black(1994)은 역할 모호는 직무를 수행하는데 필요한 지식과 정보의 제공이 불충분할 때 나타나는 불확실한 직무수행의 상태라고 하였다. 자신의 직무에 대한 책임영역과 직무목표에 대하여 명확하게 인식하지 못할 때 발생되는 현상이다. 일반적으로 직무체계가 잘 갖추어지지 않은 조직에서 발생하며 업무에 대한 한계가 명확하지 않아 계획적인 업무보다는 상사의 지시에 따라 그때그때 달라지는 즉흥적인 업무와 관련이 있다고 할 수 있다. 역할관련 스트레스요인으로 역할과다를 들 수 있다. 일반적으로 직무요구가 높은 상태는 역할과다라고 말한다. 역할과다는 종사자가 갖고 있는 능력이 직무의 요구조건을 적절히 해결할 수 없을 때 발생한다. 반대로 종사자는 할 일이 너무 없는 역할과소인 경우에도 스트레스를 받는다. 역할과다에는 질적, 양적인 유형이 있다. 질적인 것은 종사자가 임무를 완수하는데 요구되는 능력이 없거나 임무수행의 수준이 너무 높게 책정되어 있다고 느낄 때 일어난다.

본 연구결과에서 직무역할스트레스는 고용불안과 스트레스 지각에 영향을 미치고 고용불안은 직무역할스트레스와 스트레스지각의 관계에서 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 선행연구에서 직무스트레스 역할요인으로 역할갈등과 역할모호가 클수록 직무불안에 영향을 크게 미친다는 Lim(2005), Lee(2011)의 연구와 일치하였다. 또한, 직무역할스트레스는 스트레스 지각에 영향을 미치고 고용불안이 높을수록 스트레스에 영향을 높게 미친다는 Park(2007)의 연구를 지지하였다. 또한 고용불안은 직무역할스트레스와 스트레스지각 관계에서 매개효과가 있다는 것은 고용불안은 직무역할스트레스 요인과 스트레스지각에도 간접적으로 영향을 미치는 것으로 분석된다. Lee(2012)은 중소기업에 근무하는 종업원 대상으로 직무불안에 대한 연구에서 역할과다 및 모호성은 무력감에 영향을 미치지 않고 직무상실 가능성은 영향을 미친다고 하면서, 이는 중소기업은 과업량이 증가하거나 조직에서 더 많은 역할을 요구하더라도 직무상실 가능성이 감소하는 것은 중소기업 현실에서 작업량의 증가는 곧 고용의 안정을 뜻하는 것으로 현실적인 상황이 잘 반영된 결과로 해석하였다.

그러나 본 연구에서는 직무역할스트레스가 고용불안과 스트레스지각에 직접적인 영향뿐만 아니라 직무역할스트레스와 스트레스지각에 고용불안이 간접적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. 이는 재정적 어려움에 처한 법정관리회사의 종업원의 최대 관심은 회사의 갱생과 지속적인 고용의 안정이라고 할 수 있다. 따라서 기업회생의 조기졸업을 통한 회사갱생을 위하여 종업원의 스트레스 관리 등 인사관리가 필요할 것으로 보인다.

Dalton(1981)은 이직의 구분을 역기능적 이직과 순기능적 이직으로 구분하여 설명하고 있다. 역기능적 이직은 “개인이 조직을 떠나려고 원하지만 조직은 그 개인을 조직에 남기를 바라는 경우”이고 순기능적 이직은 “개인도 그 조직을 그만두고 싶어 하며 그 조직도 냉담하다. 그 조직은 개인을 부정적으로 평가하는 경우”이다. 그에 따르면 조직의 입장에서는 역기능적 이직을 감소시키려는 노력에 초점을 두어야 한다고 보았다(Song, 1996). 왜냐하면 기업의 입장에서는 핵심근로자가 이직하게 되면 신규로 인재양성에 소요되는 시간에 공백이 생기고 적지 않은 비용이 소요된다. 그 뿐만이 아니라 동료들의 사기에 영향을 주어 도미노 현상으로 결과적으로 전체조직의 작업분위기를 저해하는 요인이 될 수 있기 때문이다.

본 연구에서는 고용불안은 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 매개효과를 분석한 결과 직무역할스트레스는 이직의도와 고용불안에 영향을 미치고 고용불안은 직무역할스트레스와 이직의도에서의 관계에서도 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 선행연구(Park, 2011: Lee, 2012)에서 역할과다 및 역할 모호가 이직의도와는 유의하지 않다는 주장과 상반된 결과로 나타났다. 한편, 고용불안이 높다고 지각할수록 이직 의도는 높아진다는 결과는 선행연구(Nam, 2006: Lim, 2005: Park, 2011)를 지지하였다. 한편 Lee(2012)의 중소기업에 근무하는 종업원을 대상으로 연구한 결과에서는 직무불안정성이 이직의도에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 중소기업은 고질적인 인력난으로 직무불안에 대한 심리적 부담이 적고 현 직무에 대한 편익이 크기 때문에 이직의 도와는 관련 없는 것으로 예상하였다. 그러나 본 연구결과는 중소기업이라 하더라도 법정관리회사는 당장 회사의 갱생여부가 계속기업으로서 갈림길에 있고 이 때문에 근로자는 고용불안을 높게 지각하고 이직하고자 하는 의도에 영향을 미치는 것으로 분석된다.

Cooper와 Cartwright (2001)는 직무스트레스로 인한 개인에게 나타나는 증상은 긍정적인 것도 있기는 하지만 대부분이 역기능적인 위험을 내포하고 있어 행동적, 심리적, 생리적 결과에 악영향을 미친다는 견해를 밝혔다(Park, 2011). 과도한 업무부하와 그로 인한 직무스트레스는 종사원들에게 불안감과 업무집중력 저하, 업무의욕상실, 각종 스트레스성 질환 등을초래하여 정신적으로나 육체적으로 매우 부정적인 영향을 미친다(Park, 2010). 직무스트레스는 개인에 대한 영향뿐만이 아니라 조직에도 영향을 미치기 때문에 이에 대한 분석으로 스트레스지각이 직무역할스트레스와 이직의도와의 관계에서 매개효과를 분석하였다. 분석결과 직무역할스트레스는 이직의도와 스트레스지각에 직접적인 영향을 미치고 스트레스 지각은 직무역할스트레스와 이직의도의 관계에서 매개효과가 있음을 확인하였다.

스트레스지각은 고용불안과 이직의도와의 관계에서 매개효과를 분석한 결과 고용불안은 이직의도와 스트레스지각에 직접적인 영향을 미치고 스트레스 지각은 고용불안과 이직의도와의 관계에서 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.조직에 몰입할 수 있는 환경은 기업의 성과와 관계가 크다. 조직몰입은 이직의도에도 부정적이 영향을 미치기 때문이다(Kim & Ahn, 2012).법정관리회사는 고용불안으로 종업원들이 안정된 직장을 갖고 싶어 하는 욕구가 반영된 것으로 해석되어진다.

이상의 연구결과를 종합하면 고용불안은 스트레스지각이나 이직의도에 영향을 미칠 뿐만 아니라 매개효과도 있다고 볼 수 있으며 스트레스가 이직의도에도 영향을 미치는 결과로 분석된다. 이는 법정관리 회사의 고용불안의 현실을 잘 반영하고 있으며 기업갱생을 위하여 핵심인력유출에 인력관리의 시사점을 말해 주고 있다.

본 연구에서는 중소기업 법정관리 회사의 근로자를 대상으로 고용불안과 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에 대한 연구에 몇 가지 한계점을 열거하면 다음과 같다.

첫째, 조사대상 회사의 조사기간 중에도 회사의 어려움으로 법정관리 폐지가 진행되고 있어 표본수집에 어려움이 있었다.

둘째, 조사대상 기업의 표본을 전국단위로 확장하여 지역별 특징을 추출하지 못하였다.

셋째, 회생계획 절차별 단계에서 종업원들이 인식하는 고용불안과 직무스트레스를 단계별 측정을 다루지 못하였다.

넷째, 이직의도에서 이직으로 이어진 결과와 대처를 다루지 못했다.

향후 논문의 질적 향상을 위하여 근로자의 고용불안과 스트레스뿐 만 아니라 법정관리 성과와 사회에 기여하는 효과 등의 법정관리에 대한 확대 연구가 필요할 것이다.