급변하는 외부환경 하에서 조직을 구성하고 있는 인적자원이야말로 조직 성공의 핵심 요소 이며, 지속적 경쟁우위를 창출하기 위해 가장 좋은 투자 대상이라는 증거들이 계속 등장하고 있다(Luthans & Youssef, 2004). 인적자원과 관련된 조직의 활동은 모집, 선발, 배치, 평가, 보상 등의 활동을 포함하는 인적자원 활용, 그리고 다양한 학습경험을 포함하는 인적자원개발이 라는 두 부분으로 구분할 수 있다. 이중 인적자원개발이란 ‘조직원의 직무수행 향상과 조직의 생존과 번영을 위해 학습 증진을 도모하는 총체적인 시도’ 또는 ‘직무, 개인, 그리고 조직의 개선을 목적으로 직무수행이나 개인적 성장을 향상시키기 위해 조직 내에 마련된 조직화된 학습활동’으로 정의할 수 있다(Gilley, Eggland, & Gilley, 2002)

인적자원개발은 조직과 구성원이 함께 성장하고 발전하기 위한 가장 중요한 수단으로 대두 되고 있으며(권대봉‧현영섭, 2003; 이영수‧진영심‧송영수, 2013; 최용암‧박계홍‧문재승, 2014), 다양한 방식을 통해 이러한 인적자원개발이 시도되고 있다. 방법적 측면에서 볼 때, 인적자원개발은 공식적 프로그램 등을 통해 조직에 의해 주도될 수도 있으며, 구성원 개인이 각자의 필요성에 따라 스스로 학습하는 자기개발 형태로 이루어질 수도 있다. 구성원 주도의 자기개발과 관련하여 대두되는 문제점 중 하나는 조직의 입장에서 볼 때, 이러한 자기개발 노력이 조직의 목표달성과 직접적인 관련이 없는 경우이다. 예를 들어 구성원들이 단지 자신의 미래나 새로운 직장을 구하기 위해 어학공부를 하거나 자격증 취득 시험을 준비하는 경우, 이는 조직을 위한 것이 아니라 자신만의 효용을 위한 이기적인 행동으로 보일 수도 있다. 이로 인해 업무와 관련이 없는 구성원들의 자기개발 노력에 대해 관리자들은 부정적인 인식을 가질 수 있다.

그러나 조직구성원들의 이러한 업무 이외 자기개발 노력이 조직원들의 다양한 욕구를 충족 시켜주고 그들의 자기효능감을 증대시킴으로써, 조직효과성 향상에 중요한 역할을 담당할 수도 있을 것이다. 즉 자기개발에 대한 관심과 노력이 현재 자신이 추구하고자 하는 다양한 형태의 욕구를 충족시켜 주고, 이러한 노력을 통한 경험과 성취가 자신의 효능에 대한 기대감을 높여줌으로써, 더 큰 동기부여와 몰입이 이루어져 조직효과성에 기여를 할 수도 있는 것이다. 또한 조직 입장에서도 자기개발을 위해 시도하는 학습을 통해 증대되는 구성원들의 역량이 조직의 차별화된 경쟁력의 주요 원천이 될 수도 있다(Daft, 2008).

Bandura(1986)는 자기효능감을 주어진 형태의 성과를 달성하는 데 요구되는 일련의 행동들을 조직화하고 시행할 수 있다는 능력에 대한 개인적 판단이라고 정의하였다. 즉 자기효능감 이란 특정한 과업이나 행동을 성공적으로 수행할 수 있다는 개인의 능력에 대한 인지적 판단을 의미한다. 자기효능감 이론은 동기(motivation)와 수행(performance)이 각 개인이 자신의 얼마나 그 일을 잘 할 수 있는 것에 대한 믿음에 의해 결정된다고 보는 이론이다(Bandura, 1997). 기존 연구들을 통해 자기 효능감은 직무관련 성과와 강한 상관관계가 있는 것으로 나타났으며(Stajkovic & Luthans, 1998), 일터 맥락에서 쉽게 개발되어질 수 있다고 알려져 왔다 (Bandura, 1997, 2000). 그동안 자기효능감에 영향을 주는 다양한 변수들이 연구되어 왔으나, 업무 이외의 자기개발 노력이 자기효능감에 미치는 영향을 분석한 연구는 거의 없었다.

한편 자기개발을 위한 구성원 자신의 노력과 함께 이에 대한 리더의 지원 역시 구성원들의 자기효능감 증대와 조직효과성 향상에 중요한 요소로 작용할 수 있다. 구성원들의 일상적 업무를 관리하고 평가 및 보상에 중대한 영향을 미치는 리더가 구성원들의 자기개발을 위한 우호적인 환경을 조성하고 적극적인 지원자 역할을 수행할 때, 무언가를 해낼 수 있다는 구성원 들의 자기효능감 상승과 이를 통한 조직효과성 증대가 훨씬 용이해지기 때문이다. 만일 리더가 구성원들의 자기개발 노력에 비우호적인 태도를 보이거나, 이를 위한 지원 노력에 소극적 이라면 자기효능감 및 조직효과성 증대 효과는 감소하게 될 것이다. 리더의 지원이 미치는 이러한 효과는 구성원 스스로가 부담을 느끼는 업무 이외의 자기개발 영영과 더 큰 관련을 가지게 될 것이며, 구성원의 시간활용에 더 큰 영향력을 지니는 리더에게서 더욱 크게 나타날 것이다.

본 연구는 최근 들어 구성원들의 업무 이외 자기개발 노력에 큰 관심을 갖기 시작한 국내 조직의 사례로서 한국군 조직에 초점을 맞추어 진행되었다. 국민 개병제를 시행하고 있는 우리나라의 경우 병역의 의무를 위해 일정 자격을 갖춘 모든 남성들이 군에 입대하므로 국민과 군대는 늘 함께 호흡하고 있으며, 군에 자식을 보낸 대다수의 국민들과 사회 각 영역의 사람 들은 군이 군사적 역할과 함께 사회적 역할을 동시에 해줄 것을 기대하고 있다. 이러한 군의 사회적 역할 중에 가장 대표적인 것이 바로 장병들에게 무언가를 배울 수 있는 기회를 제공하고, 전역 후 자신의 진로를 모색하는 데 도움을 주는 ‘국민교육군’으로서의 역할이다(황진환, 2011). 이를 위해 현재 육군은 군 복무 중에 있는 장병들에게 대학 원격강좌 수강 학점 취득, 국가기술자격 취득, 고졸 미만 병사 검정고시 취득 등의 다양한 형태의 자기개발을 장려하고 있다. 또한 이를 적극적으로 지원하기 위해 국가 인적자원개발정책 및 평생교육 정책추진과 연계하여 군 복무기간을 ‘생산적인 기간’으로 활용하기 위한 다양한 장병 자기개발 정책을 추진하고 있다(육군본부, 2010).

그러나 군 복무중에 있는 장병들의 이러한 자기개발 노력이 실제 부대의 조직효과성에 어떠한 영향을 미치는가에 대한 실증적 연구는 전혀 이루어지지 않았다. 군 조직은 일반적인 회사 조직과 달리 전쟁을 준비하고 수행해야 하므로 지휘 계층별로 많은 수의 리더, 다른 말로 지휘관(자)이 존재하며, 지휘관의 권한과 책임이 막중한 조직이다. 상명하복을 중시하는 위계적 조직문화로 인해 부대원들의 생활양식과 행동은 해당 지휘관에 의해 상당한 영향을 받게 된 다. 특히 본 연구의 주제와 관련하여 의무복무자의 대부분이 병영생활을 하고 있는 한국군 조직의 특성상 업무 이외의 자기개발을 위한 여건조성 및 지원에 있어 지휘관의 역할은 매우 중요하다.

본 연구의 목적은 조직 구성원의 업무 이외 자기개발 노력과 이를 위한 리더의 지원이 자기 효능감을 통해 조직 효과성에 미치는 영향을 분석하는 것이다. 이를 위해, 실제로 조직 구성원 들에게 다양한 형태의 자기개발을 장려하고 있는 육군 조직을 대상으로 구성원들의 자기개발 노력과 리더(지휘관)의 지원 정도가 자기효능감을 매개로 정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동이라는 세 가지 군 조직 효과성 변수에 어떠한 영향을 미치는지를 분석하였다. 이를 통해 군에 복무하고 있는 장병들의 자기개발 필요성에 대한 이론적 근거를 마련하고, 자기개발 노력에 대한 일부의 부정적인 인식을 전환하는 계기가 될 수 있을 것이다.

인간의 행동은 인지적 자기영향력에 의해 많은 부분 동기부여 되고 규제되어지는데, 이러한 자기영향력의 메커니즘 가운데 가장 많은 관심을 받아온 개념이 바로 자기효능감이다(Bandura, 2000). 자기효능감이란 특정한 업무를 수행해 낼 수 있는 자신의 능력에 대한 개인적 평가이다(Gist & Mitchell, 1992). 사람은 자신이 효능적이라고 느낄 때, 성공할 수 있는 잠재력이 실패의 가능성보다 높다고 믿게 된다. 연구에 따르면 자기효능감이 높은 사람일수록, 목표를 더 높이 설정하고 그 목표에 도달하기 위한 몰입 행동을 더 하는 경향이 있다(Bandura, 1997). 이러한 자기효능감은 세 가지 중요한 특징을 가지고 있다(Gist & Mitchell, 1992). 첫째, 자기효능감은 특정 업무를 수행할 수 있다고 개인이 인지하고 있는 능력에 대한 포괄적인 판단이다. 둘째, 자기효능감은 활성화(mobilization) 또는 동기부여적(motivational) 요소를 내포하고 있다. 셋째, 자기효능감은 역동적 개념으로서 시간에 따라 변화하며, 새로운 경험과 정보에 반응한다. Bandura(1977)는 자기효능감에 대한 기대에 영향을 미치는 네 가지의 중요한 정보 원천으로서 실제 성과, 간접 경험, 구두 설득, 그리고 생리적 상태를 제시하였다. 긍정심리자본의 개념을 정립한 Luthans, Youssef, 그리고 Avolio(2007)는 이 네 가지 원천을 다시 경험된 성공과 모델링, 그리고 설득과 각성으로 표현하였다.

최근 들어 많은 조직들이 인적자원개발의 수단으로 학습문화에 바탕을 둔 학습활동을 강조 하고 있다(박선민‧박지혜, 2012; 최용암‧박계홍‧문재승, 2014; Garavan, 1991; McGoldrick & Stewart, 1996). 학습은 구성원의 업무성과의 질적, 양적 향상뿐만 아니라 직무만족과 사기를 높이는 수단으로서도 높은 가치를 지닌다. 최용암‧박계홍‧문재승(2014)은 교육프로그램참여와 직무스킬평가 및 직무경험이라는 하위요소로 구성된 지속적 학습활동이 직무만족과 구성 원이 지각하는 서비스품질에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 보여주었다.

본 연구에서 독립변수로 설정된 자기개발 노력은 개인의 의지에 따라 주도적으로 이루어지는 학습활동이라고 볼 수 있다. Saks(1995)는 자기효능감에 대한 믿음을 변화시키는 데 있어 특별히 효과적이라고 밝혀진 정보의 원천 중 하나로서 훈련을 통해 개인이 습득하는 정보와 경험을 제시하였다. 자기개발 노력을 많이 하는 개인은 그 만큼 더 많은 정보와 경험을 얻게될 확률이 높으므로 자기효능감은 높아질 것이다. 또한 자기개발 노력을 통해 실제로 자신의 성과를 목격하고 이를 해석하는 과정에서 자기효능감에 대한 기대가 높아질 수 있다. 예를 들어 원격강좌를 통해 특정 과목을 수강하고 만족스러운 학점을 받거나, 자격증 시험을 준비하여 원하는 자격증을 취득한 개인의 자기효능감은 크게 증대될 것이다.

자기개발 노력을 많이 하는 사람이 자기효능감이 높을 것이라는 주장에 대한 반박으로 반대 방향으로의 인과관계를 고려해볼 수 있을 것이다. 즉 자기효능감이 높은 사람이 자기개발 노력을 많이 할 것이라는 기대이다. 실제로 주로 교실맥락에서 이루어진 많은 연구에서 자기효 능감이 높은 사람이 학업적 성취도와 지속성이 높은 것으로 나타났으며(Multon, Brown, & Lent, 1991), 이는 자기효능감이 높은 사람이 중간에 포기하지 않고 더 많은 노력을 기울일 가능성이 높다는 것을 의미한다. 하지만, 본 연구에서의 자기개발 노력은 특정 목표나 과목이 아닌 업무 이외의 다양한 형태의 자기개발 정책과제에 종합적으로 얼마나 많은 시간을 투자하느냐를 의미하며, 자기효능감 역시 특정 과업이나 상황과 관련된 특수적 자기효능감이 아닌 다양한 상황과 관련된 일반적 자기효능감을 고려하였기에, 자기효능감이 높다고 해서 종합적인 자기개발 활동에 더 많은 시간을 투자한다고 보기는 어려울 것이다. 또한 본 연구의 주요대상인 병사들의 경우 인생에 있어 아직 진로선택의 과정에 있기에 그들이 시도하는 자기개발 노력은 반드시 자기효능감이 높은 분야에 한정되지 않을 수 있다. 예를 들어 대입 검정고시 합격을 위해 많은 시간을 투자한 병사들의 경우에는 오히려 학업과 관련된 부족한 자기효능감을 높이기 위해 이 영역에 많은 시간을 투자할 수도 있을 것이다. 이상의 논의와 선행연구를 바탕으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

최근 들어 조직학습의 영향요인으로 리더십이 주목받고 있는데, 이는 리더가 조직학습에 우 호적인 환경과 조건을 갖추기 위해 의식적으로 노력할 때 비로소 조직에 조직학습이 나타나기 때문이다(송민열‧최은수, 2009; 이미라, 2007; Senge, 1990). 본 연구의 맥락에서도 조직 구성 원들의 자기개발이 원활히 이루어지고 이를 통해 자기효능감이 증대되기 위해서는 구성원 자신만의 노력뿐만 아니라 리더의 지원이 절실히 요구된다. 한편 기존 연구를 통해 자기효능감에 영향을 주는 것으로 알려진 리더십 관련 변수들에는 변혁적 리더십(윤필현‧구경원, 2012), 코칭(조성진‧송계충, 2011), 윤리적 리더십(Walumbwa et al., 2011), 진성리더십(최우재‧조윤형, 2013) 등이 있다.

본 연구에서 자기개발과 관련된 리더의 지원은 리더가 구성원들의 자기개발을 위해 우호적인 환경을 조성하고 적극적인 지원자 역할을 수행하는 정도를 의미하며, 개발여건 조성과 부하개발이라는 두 개의 요인으로 구성된다. 리더가 우호적인 개발여건 조성을 위해 구성원들의 자기개발 시간을 확보해주고 시설 개선을 위해 노력한다면, 무언가를 배우고자 도전했을 때그것을 해낼 수 있다는 부하들의 자신감은 높아질 것이다. 또한 리더가 부하들의 현재 수준이나 능력을 파악하려고 노력하고, 부하의 자기 발전을 위해 다양한 정보를 제공하는 등의 부하 개발 노력을 적극적으로 수행한다면, 부하들은 Bandura(1977)가 제시한 네 가지 정보의 원천 중에서 간접 경험과 구두 설득을 쉽게 얻을 수 있게 된다.

부하는 리더와의 접촉을 통해 다양한 간접경험을 하게 되고, 리더 다른 성공적 인물을 모델링함으로써 새로운 도전에 대한 두려움이 줄어들어 자기효능감이 증대되는 결과를 얻을 수 있을 수 있을 것이다. 또한 리더가 부하들의 자기개발 여건을 조성해주고 적극적인 멘토링을 해주는 과정에서 변혁적 리더, 윤리적 리더, 혹은 진성 리더의 특성이 부하들에게 보여 진다 면, 위에서 언급한 기존 연구들처럼 부하들의 자기효능감이 높아질 수 있다. 예를 들어 리더에 게서 진성 리더로서의 특성을 발견한 부하는 진성 리더의 성공과 실패 극복방식을 대리학습하게 되며, 이러한 과정에서 자신도 할 수 있다는 자신감을 가지게 된다. 결국 부하는 긍정적 역할모델인 진성 리더와의 동일시를 통해 자기권능감이 높아지게 된다(Peterson et al., 2012).

한편 부하개발 과정에서 리더가 부하에게 사용하는 동기부여적 언어 사용 역시, 부하의 자기효능감을 높여줄 수 있다(Mayfield & Mayfield, 2012). 예를 들어 리더는 부하가 특정한 과업이나 도전을 해낼 수 있다고 설득할 수 있으며, 그들의 과거 성공 사례를 회상시킬 수도 있을 것이다. 육군을 대상으로 한 이민수‧강성록‧김용주(2012)의 연구에서도 초급 지휘관(자) 의 리더십을 평가하는 요인들 중 조직 개발 요인이 리더십 효과성 지표에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 소대장이나 중대장이 개발 여건을 조성해 주고 본인들의 발전 노력에 관심과 지지를 보내줄 때, 부하들은 사기가 오르고 만족감이 증대되며, 일체감과 팀정신이 생성된다는 것을 보여주었다. 이상의 논의와 선행연구를 바탕으로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

자기효능감이란 지정된 수준의 행동들을 배우거나 수행하기 위해 요구되는 능력에 대한 인지된 믿음이다(Schunk & Pajares, 2009). 따라서 자기효능감이 높은 사람은 더 어려운 목표를 설정하는 경향이 있고, 상대적으로 동기부여가 커지기 때문에 더 좋은 성과를 낳게 된다(Knott & Kayes, 2012). 실제로 자기효능감에 대한 Stajkovic과 Luthans(1998)의 메타분석 연구(114 studies, k = 157, n = 21,616)를 살펴보면 자기효능감과 직무관련 성과의 상관관계는 상당히 높은 것으로 나타났다. Judge와 Bono(2001) 메타분석 연구에서도 자기효능감과 직무성과의 추정 상관계수는 .23으로 유의미한 정의 상관관계가 나타났다. 직무성과 이외에도 자기효능감과 유의미한 상관관계가 발견된 변수들에는 행동의 선택(Gist, 1987), 노력의 양과 지속성(Bandura & Cervone, 1983), 직무훈련 숙련도(Martocchio & Judge, 1997), 신기술에 대한 적응(Hill, Smith, & Mann, 1987), 내적 동기유발(Deci & Ryan, 1980), 의사결정 과정(Lam, Chen, & Schaubroeck, 2002), 창의성(Tierney & Farmer, 2002), 심리적 웰빙(정예지, 2012; 최우재‧조윤형, 2013), 혁신행동(홍계훈‧이수정, 2013) 등이 있다.

본 연구는 자기개발 노력과 리더의 지원이 자기효능감이라는 매개변수롤 통해 조직효과성에 미치는 매개효과를 검증하고자 하였다. 조직효과성을 측정하기 위한 변수들을 다양한데, 민진(2003)은 그의 연구를 통해 조직 효과성을 측정하기 위해 일반적으로 사용되는 하위요인들에는 직무만족, 조직몰입(조직 전념), 자발적 참여형태, 성과지각, 조직시민행동, 조직목표몰입, 직무성과 등이 있으며 연구자들에 따라 이들 중 1개 이상의 지표를 선정하여 연구를 진행한다고 하였다. 또한 가장 많이 사용되는 지표는 직무만족과 직무몰입이며, 대부분의 연구가 심리적 및 주관적 지표를 사용하였기 때문에 일정 부분 한계를 가진다고 주장하였다. 따라서 본 연구는 다양한 리더십 효과성 변수 중에서 기존에 가장 많이 사용되었던 태도변수인 조직몰입과 직무만족뿐만 아니라 행동변수인 조직시민행동을 추가하여 조직 효과성을 살펴보고자 하였다.

Meyer와 Allen (1997)에 따르면 조직몰입은 정서적 몰입(affective commitment), 유지적 몰입 (continuance commitment), 그리고 규범적 몰입(normative commitment)이라는 세 가지 형태로 구분된다. 정서적 몰입이란 구성원의 조직에 대한 감정적인 애착, 동일시, 그리고 몰입의 정도를 의미하며, 유지적 몰입은 조직을 떠나면 현실적으로 자신에게 득보다 실이 많기 때문에 계속해서 조직에 남고자 하는 태도를 의미한다. 마지막으로 규범적 몰입은 도덕적 의무감, 책임 감, 죄책감, 조직을 위한 희생정신 때문에 조직이 부여한 책임을 충실히 수행해야 한다는 가치 관에 대한 몰입을 의미한다(Meyer & Allen, 1991). 본 연구의 대상인 육군 장병들의 경우 일 정기간을 군에서 반드시 복무해야 하므로 자신이 원한다고 아무 때나 조직을 떠날 수는 없기에 규범적 몰입을 변수로 사용하기에는 제약이 따른다. 또한 본인이 자원하여 입대한 것이 아니라 의무복무를 하는 인원이 다수인 표본의 특성상 규범적 몰입의 차이를 변수로 활용하는것 역시 어려울 것이다. 이러한 이유들로 인하여 본 연구에서는 세 가지 형태의 조직몰입 중에서 정서적 몰입만을 조직 효과성 지표로 사용하였다.

자기효능감이 높은 사람은 실패보다 성공의 가능성을 더 높게 보기 때문에, 자기효능감이 낮은 사람에 비해 목표를 더 높이 설정하며 이를 달성하기 위해 더 큰 몰입 행동을 하게 된다(Bandura, 1989). 반면에 자기효능감이 낮은 사람은 목표를 낮게 책정하는 경향이 있어 몰입의 정도가 감소하게 된다. 매개변수로서 자기효능감이 포함되어 있지는 않으나 337명의 간호사를 대상으로 한 Bartlett(2001)의 연구에서 훈련 접근성, 사회적 지지, 학습 동기부여, 그리고 훈련의 혜택은 조직몰입과 정적인 상관관계를 나타내었다. 또한 비정규 근로자들의 공식적 일터학습으로서의 무형식관계학습 참여경험은 조직몰입 향상에 긍정적인 영향을 주었다(김정환‧장지현, 2013).

다음으로 직무만족은 개인이 직무수행이나 직무경험에 대한 평가의 결과로 얻게 되는 유쾌 함, 또는 긍정적인 감정상태(Locke, 1976)를 의미한다. 자기 효능감이 높은 사람은 의미 있는 도전을 받아들이는 경향이 있으며, 그것을 이루기 위해 필요한 노력을 기울인다. 따라서 자기 효능감이 낮은 사람에 비해 훨씬 나은 성과를 달성하게 되고, 이로 인해 자신의 직무에 대해 더 큰 만족을 얻게 된다(Luthans et al. 2007). Rowden(2002)은 직무만족의 본질은 직무를 통해 얻게 되는 자기만족과 성취감이며, 지속적 학습을 통해 직무만족이 증가된다고 보았다. 자기효능감이 높은 사람은 더 높은 목표를 설정하는 경향이 있으며, 이러한 목표를 지속적 학습을 통해 달성하고자 한다. 따라서 자기효능감이 높은 사람은 더 적극적으로 교육에 참여하거나 더 높은 수준의 기술 및 지식을 습득할 가능성이 높아져 조직으로부터의 인정과 격려를 받게 되며 그로 인해 더 높은 직무만족을 느끼게 될 것이다.

Judge와 Bono(2001)의 메타분석 결과, 직무만족과 일반화 자기효능감의 추정 상관계수는 .45로서 유의미한 정의 상관관계를 나타내었다. 자기효능감, 자존심, 통제위치, 그리고 신경증으로 구성된 핵심 자기평가(core self-evaluation) 역시 직무만족과 정의 상관관계를 나타내었다(Judge et al., 1998). 자기효능감이 매개변수로 포함되어 있지는 않으나, 직무스킬평가 및 직무 경험이라는 하위요소로 구성된 지속적 학습활동(최용암‧박계홍‧문재승, 2014)과 인적자원개발 담당 조직에서의 조직학습(송민열‧최은수, 2009)도 직무만족에 긍정적 영향을 나타내었다.

마지막으로, 조직시민행동은 조직의 공식적 보상체계에 의해 인정되지 않음에도 개인이 자발적으로 시도하는 행동으로서, 함께 모여 조직의 효과적 기능을 촉진시키는 행동(Organ, 1988)을 의미한다. 조직시민행동은 특정 개인에게 직접적으로 이득을 주며 간접적으로 조직에 기여하는 개인지향 조직시민행동(OCBI: Organizational Citizenship Behavior directed at individuals)과, 주로 조직에 이득을 주는 것에 초점을 맞춘 조직지향 조직시민행동(OCBO: Organizational Citizenship Behavior directed at an organization)으로 구분된다(Williams & Anderson, 1991). 개인지향 조직시민행동은 결근을 한 동료를 도와주거나 다른 구성원에게 개인적 관심을 갖는 등의 행동을 포함하며, 조직지향 시민행동은 출근하기 어려운 경우 사전에 연락을 하거나 비공식적인 규칙들을 준수하는 행동 등을 포함한다.

자기효능감이 높은 사람은 조직지향 조직시민행동보다는 개인지향 조직시민행동을 할 가능 성이 높을 것이다. 부당한 휴식, 개인적 통화, 사소한 일에 대한 불평불만을 하지 않는 등의 조직지향 조직시민행동과 특정한 업무를 수행해 낼 수 있다는 자신의 능력에 대한 믿음인 자기효능감 사이의 인과관계를 찾아보기는 어렵다. 반면에 자기효능감이 높은 사람은 업무와 상황을 대처할 능력에 대한 자신감이 있으므로, 자신 이외에 다른 사람의 일에도 관심을 갖게될 것이다(Pillai & Williams, 2004). 타인을 돕고자 하는 행동인 개인지향 조직시민행동은 타인에 대한 관심과 높은 상관관계가 있는 반면, 조직에 도움을 주는 행동인 조직지향 조직시민 행동은 구성원의 지각된 공정성과 높은 상관관계가 있는 것으로 나타났다(Organ, Podsakoff, & MacKenzie, 2006). 결국 자기효능감이 높은 사람은 다른 구성원들에 대해 더 많은 관심을 갖게 되고, 이러한 관심이 타인을 돕고자 하는 개인지행 조직시민행동으로 이어질 수 있을 것이 다. 또한 자기효능감이 높은 사람은 다른 사람보다 대부분의 일을 잘 할 수 있다고 믿기에, 다른 사람이 어려움을 겪고 있음을 발견하였을 때, 자기효능감이 낮은 사람보다 보다 적극적으로 도움의 손길을 제공하는 개인지향 조직시민행동을 하려고 할 것이다. 특히 본 연구의 대상인 군 조직에서 자기효능감이 높은 장병들은 자신이 경험하고 배운 여러 노하우들을 다른 이들에게 전파하고, 리더로부터 받은 지원과 도움을 다른 이들에게 나눠주고자 하는 동기가 생기게 되므로, 이러한 동기가 개인지향 조직시민행동으로 이어질 수 있을 것이다. 따라서 본 연구에 있어 조직시민행동은 개인지향 조직시민행동으로 한정하여 논의를 전개하였다.

앞서 가설 1과 가설 2에서 두 독립변수(자기개발 노력, 리더의 지원)가 매개변수인 자기효능 감에 미치는 영향에 대한 이론적 근거를 제시하였기에, 이상의 논의와 선행연구를 바탕으로 다음과 같은 매개 가설을 설정하였다. 가설 설정 이론모형은 <그림 1>에 제시된 바와 같으며, 종속변수(정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동)에 대한 독립변수의 영향력이 매개변수인 자기효능감을 통해서만 전달되는 완전 매개모형이다.

현재 육군은 군 복무 중에 있는 장병들에게 다양한 형태의 자기개발 장려정책을 추진하고 있다. 이러한 육군의 다양한 장병 자기개발 정책이 원활하게 추진되기 위해서는 각급제대 지휘관 및 참모들의 여건보장뿐만 아니라, 장병 개개인 모두가 자기개발의 주체임을 인식하고 능동적으로 적극 동참해야 한다. 이에 육군본부에서는 2010년 8월 야전부대 지휘관 및 관련 실무자들을 위해서 육군의 장병 자기개발 환경과 추진개념, 주요 정책 추진방향을 소개하고 인사실무자가 확인 및 조치해야 될 내용을 구체적으로 정리하여 쉽게 업무를 수행하도록 『장병 자기개발 실무지침서』를 발간하였다. 아울러 2011년에는 ‘생산적인 군 복무’를 위한 육군의 노력들을 홍보하기 위해 홍보자료를 만들어 배포하기도 하였다. 육군에서 추진하고 있는 10개 주요 자기개발 정책과제들을 살펴보면 대학 원격강좌 수강 학점 취득, 국가기술자격 취득, 외국어 공부, 동아리활동 등을 통한 취미개발(음악, 미술, 사진 등), 고졸 미만 병사 검정고시 취득, 군 교육훈련 학점은행제 학점취득, 군사학 학사(전문학사) 학위 취득, 교육부 ‘평생학습계좌제’ 참여, 실무위탁교육 준비(간부 민간위탁 포함) 등이 포함된다.

본 연구는 본인 스스로의 자기개발 노력과 이를 위한 리더의 지원이 조직구성원의 태도 및 행동에 미치는 영향을 분석하기 위해 전‧후방 각지에서 근무하고 있는 현역 군인들을 대상으로 설문을 실시하였다. 현재 육군이 『장병 자기개발 실무지침서』를 토대로 추진하고 있는 자기개발 장려정책들은 제목에 포함되어 있는 ‘장병’이라는 단어에서 볼 수 있듯이 의무복무를 하는 병사들만이 아닌 간부와 병사 모두를 대상으로 하는 프로그램들이다. 일과시간에는 군 본연의 임무인 전투준비 태세를 완벽하게 갖춘 가운데, 자유시간 및 휴무일을 이용하여 개인의 능력을 개발하기 위해 군 복무 중 학점취득, 검정고시 합격, 장병 1인 1자격증 취득, 민‧ 군협력 자기개발 정책지원 등의 다양한 정책을 추진하는 것은 병사들 뿐만 아니라 장교 및 부사관들에게도 적용되는 정책들인 것이다. 따라서 본 연구의 대상은 중대급에서 의무복무를 하는 병사들과 리더인 중대장의 지휘를 받는 중‧소위 및 부사관들로 설정하였다. 경기도 및 강원도 지역의 5개 사단에 근무하고 있는 총 1,314명의 장병들을 대상으로 설문을 실시하여 대학 원격강좌 수강 학점취득을 비롯한 9개 주요 자기개발 정책과제들에 대한 장병들의 투자 시간과 리더인 중대장의 지원, 자기효능감, 그리고 조직 효과성 변수들을 측정하였다.

설문 조사는 연구자가 직접 방문하여 수행하였으며, 부대 위치 및 일정으로 인해 직접 방문이 어려운 일부 부대의 경우에는 우편을 통해 이루어졌다. 모든 설문은 익명으로 처리되었으며 본 설문으로 인해 개인의 신분이 노출되거나 부대별 비교가 이루어지지 않는다는 점을 설문지 표지에 포함시키고 이를 다시 설문조사 전에 강조함으로써 설문 응답의 신뢰도를 높이 고자 노력하였다. 설문에 참여한 총 1,314명의 인원 중 일관되거나 불성실하게 응답한 인원과 자신의 리더인 현재 중대장과 함께 근무한 기간이 3개월 미만인 인원을 제외한 1,263명을 최종 분석대상에 포함시켰다. 먼저 계급별 분포를 살펴보면 병사(1,098명, 전체의 86.9%)는 이병, 일병, 상병이 각각 총 인원의 25% 정도씩을 차지하며 비슷한 인원인 반면, 병장은 전체 인원의 13.3%로 다른 계급에 비해 반 정도의 인원이 참여하였다. 부사관 및 준사관(129명, 전체의 10.2%)의 경우는 하사 및 중사가 거의 대부분을 차지하고 있으며, 장교(38명, 전체의 3.0%)는 소위가 21명, 중위가 15명이었다. 직책별 분포는 분대원이 795명으로 전체의 63.0%를 차지하고 있으며, 학력은 대학 재학 중인 인원이 880명으로서 전체의 69.7%에 해당되었다.

가. 자기개발 노력

본 연구에서 업무 이외의 자기개발 노력은 대한민국 육군이 군 복무 중에 있는 장병들에게 장려하고 있는 대학 원격강좌 수강 학점취득을 비롯한 주요 자기개발 정책과제들에 대한 장병 들의 실제 투자 시간을 통해 측정하였다. 단일 문항인 ‘귀하는 부대업무 이외에 자기개발을 위해 일주일에 몇 시간 정도를 투자하고 계십니까?’라는 질문을 통해 구성원들의 주당 자기개발 시간을 연속형 변수로 측정하였다.

나. 리더의 지원 정도

조직 구성원들의 자기개발에 대한 리더의 지원 정도는 ‘리더가 구성원들의 자기개발을 위해 우호적인 환경을 조성하고 적극적인 지원자 역할을 수행하는 정도’로 정의하였다. 본 연구에서는 구성원들의 자기개발과 관련하여 가장 큰 영향을 미치는 리더로서 중대장을 선택하였는데, 이는 중대장이 병사들과 직접으로 접촉하는 직접적 리더(direct leader)로서 자기개발과 관련하여 가장 큰 권한과 영향력을 행사하기 때문이다.

연구 대상 조직의 특성을 정확히 반영하기 위해 이민수‧강성록‧김용주(2012)가 개발한 ‘초급 지휘관(자) 리더십 진단 설문지’의 하위 요소 중 개발여건 조성 3문항과 부하개발 4문항을 연구 목적에 맞게 일부 수정하여 리더의 지원 정도를 측정하였다. 개발여건 조성 설문문항은 ‘부하들이 자기개발 시간을 확보할 수 있도록 노력한다,’ 그리고 ‘자기개발을 위한 시설 개선을 위해 노력한다’ 등이며, 부하개발 문항은 ‘부하들의 현재 수준이나 능력을 파악하려고 노력한다,’ 그리고 ‘부하의 자기 발전을 위해 다양한 정보를 제공한다’ 등으로 구성하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’ ∼ ‘매우 그렇다(5점)’의 5점 리커트 척도로 측정되었다.

다. 자기효능감

사회인지이론(Bandura, 1986, 1997)에 기반을 둔 전통적인 자기효능감은 ‘주어진 상황적 요구를 충족시키기 위해 필요한 동기, 인지적 자원, 그리고 행동 방침들을 활성화할 수 있는 자신의 능력에 대한 믿음의 정도’로 정의되었다(Wood & Bandura, 1989). 이러한 정의에 기반을 둔 대부분의 자기효능감 연구는 자기효능감의 정도(magnitude)와 강도(strength) 차원에 초점을 맞추어, 특정 과업이나 상황과 관련된 특수적 자기효능감(Specific Self-efficacy)을 주로 연구하였다(Chen, Gully, & Eden, 2001).

본 연구에서의 자기효능감은 일반적 자기효능감(General Self-efficacy)로서 ‘다양한 상황 하에서 성과를 낼 수 있다는 개인적 능력에 대한 믿음의 정도’로 정의하였다(Judge et al., 1998). 특수적 자기효능감과 달리 일반적 자기효능감은 자기효능감의 정도와 강도가 다양한 과업과 상황에 걸쳐 일반화될 수 있는가의 문제인 일반화 가능성(generality) 차원을 강조한다(Judge, Erez, & Bono, 1998; Judge, Locke, & Durham, 1998). 이를 측정하기 위해 Chen, Gully, 그리고 Eden(2001)에 의해 개발되어 타당도가 입증되었으며, 오인수(2002)에 의해 한국어로 번역된 NGSES(New General Self-Efficacy Scale) 8개 문항을 사용하였다. 설문문항의 예는 ‘나는 내가 스스로 세운 대부분의 목표를 달성할 수 있다,’ ‘나는 다양한 종류의 여러 가지 일들을 잘할 수 있다고 확신한다,’ 그리고 ‘상황이 별로 안 좋아도, 나는 무슨 일이든 상당히 잘 할 수 있다’ 등이다. 모든 문항은 리커트 5점 척도로 측정되었다.

라. 정서적 몰입

정서적 몰입은 ‘구성원의 조직에 대한 감정적인 애착, 동일시, 그리고 몰입의 정도'(Allen & Meyer, 1990)로 정의하였다. 정서적 몰입은 조직몰입의 하위 요소로서, Meyer와 Allen (1997)이 고안한 조직몰입 측정도구 18개 문항 중, 유지적 몰입과 규범적 몰입 12개 문항을 제외하고, 정서적 몰입에 해당하는 8개 문항을 이용하여 측정하였다. 문항의 예로는 ‘나는 우리 조직의 문제나 어려움이 나의 일처럼 느껴진다,’ 그리고 ‘나는 우리 조직에 강한 소속감을 느낀다’ 등이 있다. 리커트 5점 척도가 모든 문항에 적용되었다.

마. 직무만족

직무만족은 ‘개인이 직무수행이나 직무경험에 대한 평가의 결과로 얻게 되는 유쾌함, 또는 긍정적인 감정상태(Locke, 1976)’로 정의하였다. 총 18개 문항으로 구성된 Brayfield와 Rothe(1951)의 측정도구를 6개 문항으로 수정한 Agho, Price, 그리고 Mueller(1992)의 측정도구를 사용하여 리커트 5점 척도로 직무만족을 측정하였다. 문항의 예로는 ‘나는 현재의 업무에 상당한 만족감을 느낀다,’ 그리고 ‘나는 실제로 나의 업무에서 즐거움을 느낀다’ 등이 있다.

바. 조직시민행동

조직시민행동은 ‘조직의 공식적 보상체계에 의해 인정되지 않음에도 개인이 자발적으로 시도하는 행동으로서, 함께 모여 조직의 효과적 기능을 촉진시키는 행동(Organ, 1988)’으로 정의 하였으며, Williams과 Anderson(1991)이 사용한 측정도구 중에서 개인지향 조직시민행동 (OCBI)을 측정하기 위한 7개 문항이 사용되었다. 대표적 설문문항은 ‘나는 부재중이었거나 결근한 사람의 일을 적극적으로 도와준다,’ ‘나는 업무량이 많은 사람들의 일을 자발적으로 도와 준다’ 등이다. 5점 척도로 측정하였고, 점수가 높을수록 응답자가 조직시민행동을 더 많이 한다는 것을 의미한다.

본 연구에 사용된 외생변수 및 내생변수들의 구성타당도(construct validity)를 살펴보기 위해 AMOS 18.0을 활용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 본 연구의 독립변수 중 하나인 리더의 지원 정도는 개발여건 조성과 부하개발이라는 2개의 1차 요인 들로 구성되어 있는 2차 요인이다. 즉 2개 층(two layer)의 잠재변수를 가지고 있는 2차 측정 모형인 것이다. 따라서 전체 측정모형(measurement model)의 적합도를 살펴보기 이전에 리더의 지원정도에 대한 2차 측정모형 분석을 먼저 실시하였고 그 결과가 <표 1>에 제시되어 있다.

먼저, 모형 적합도 지수들을 살펴보면 RMR이 .05 보다 작고 RMSEA는 0.08 이하이며, 다른 적합도 지수들(GFI, TLI, NFI)은 .9 이상의 값들을 나타내고 있다. 이러한 적합도 값들은 홍세희(2000), Browne과 Cudeck(1989), 그리고 Mulaik 등(1989)이 제시한 기준들을 충족시키고 있기에, 리더의 지원정도에 대한 2차 측정모형은 실제 데이터에 적합한 양호한 모형 적합도를 보여주었다. 또한 모든 측정항목들의 요인 적재값(표준화 계수)이 .7 이상으로 Stevens(2002)가 제시한 기준치인 .4를 상회하고 있고, 1차 요인들이 .7 이상의 개념신뢰도(construct reliability) 와 .5 이상의 분산추출지수(AVE: Average Variance Extracted) 값을 나타내고 있기에 측정도구의 수렴타당도(convergent validity)가 인정되었다(신건권, 2013). 한편 동일한 개념을 측정하는 문항들간의 내적 일관성 신뢰도를 나타내는 Cronbach‘s α는 .7 이상인 경우 신뢰도가 있다고 판단하는데(Nunnally, 1978), 1차 요인들이 .85 이상의 값들을 나타내어 신뢰도 역시 확보되었다.

리더의 지원정도에 대한 2차 측정모형 분석을 통해 모형적합도와 수렴타당도를 검토한 결과 2차 측정모형이 인정되었기에, 1차 개념들을 구성하는 측정변수들을 항목합산(item parceling) 하여 관측변수(observed variable)로 변환하였다(이학식‧임지훈, 2013). 2개의 관측변수를 가지는 리더의 지원 정도와 함께 본 연구에서 사용된 모든 잠재 변수들(자기효능감, 정서적 몰입, 직무만족, OCBI)을 포함시켜 전체 측정모형에 대한 확인적 요인분석 및 신뢰도 분석을 실시하였다. 자기개발 노력 변수는 단일 문항으로 측정되었기에 분석에서 제외되었으며, <표 2>에 분석결과를 제시하였다.

전체 측정모형에 대한 모형 적합도 지수는 RMR = .036, GFI = .917, TLI = .950, CFI = 0.955, RMSEA = .051의 값을 나타내어, 매우 양호한 모델 적합도를 보여주었다. 잠재변수들의 수렴타당도를 검증하기 위해 측정항목들의 요인 적재값, 개념신뢰도, 그리고 분산추출지수를 검토하였다. 요인 적재값의 경우 정서몰입1과 직무만족1 문항을 제외한 모든 항목들이 의도된 잠재변수에 .7 이상의 요인 적재값을 보여주었고, 모든 항목들이 Stevens(2002)가 제시한 기준치인 .4를 상회하였다. 각 잠재변수에 대해 관측변수들의 오차분산 총합에 표준화 계수들의 합을 제곱하여 더한 후 이 중에서 표준화 계수들을 합하여 제곱한 값이 차지하는 비율을 의미하는 개념신뢰도는 .859 이상으로 기준치인 .7을 상회하였다. 마지막으로 오차분산 총합과 표준화 계수들의 제곱합에서 표준화 계수들의 제곱합이 차지하는 비율을 의미하는 분산추출지수 역시 .585 이상의 값들을 나타내어 기준치인 .5보다 높았다. 따라서 측정모형에 포함된 잠재변수들의 수렴타당도는 확보되었다고 할 수 있을 것이다.

한편 측정모형에 포함된 다양한 잠재변수들이 서로 상이한 구성개념들을 측정하고 있는가를 나타내주는 판별타당도(discriminant validity)는 각 잠재변수의 분산추출지수가 잠재변수들 간상관계수의 제곱인 결정계수들보다 큰 값을 갖는지 여부로 판단하였다(신건권, 2013). 잠재변수들 간 가장 큰 상관계수가 .752이고 이것의 제곱인 .566보다 모든 잠재변수의 분산추출지수가 더 크므로(가장 작은 분산추출지수 = .585) 전체 측정모형의 판별타당도는 확보되었다. 마지막으로 변수들의 Cronbach‘s α 값들은 .843 이상으로 높은 내적일관성 신뢰도를 보여주었다.

본 연구에 사용된 변수들의 기술통계량과 Pearson 상관계수가 <표 3>에 제시되어 있다. 주당 자기개발 시간으로 측정된 자기개발 노력 변수를 제외한 모든 변수들은 5점 척도로 측정되었다. 연구 대상 인원들은 일주일에 평균 5.46시간을 업무 이외에 자기개발을 위해 투자하고 있는 것으로 나타났다. 나머지 변수들의 평균값을 살펴보면 매개변수인 자기효능감(3.96)이 가장 높게 나타났다. 종속변수들 중에서는 직무만족(3.41)이 정서적 몰입(3.64)과 조직시민행동 (3.68)에 비해 낮은 평균값을 나타냈다.

변수들 간의 상관관계를 살펴보면, 자기개발 노력과 리더 지원의 관계를 제외한 모든 변수들 간에 유의미한 정(+)의 상관관계가 나타남을 알 수 있다. 독립변수인 자기개발 노력(r = .11, p < .01)과 리더의 지원(r = .27, p < .01)은 두 변수 모두 매개변수인 자기효능감과 정(+) 의 상관관계를 보였는데, 자기개발 노력에 비해 리더의 지원이 상대적으로 더 큰 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 자기효능감은 종속변수인 정서적 몰입(r = .51, p < .01), 직무만족(r = .50, p < .01), 그리고 조직시민행동(r = .57, p < .01) 모두와 높은 정(+)의 상관관계를 보였다. 독립변수(자기개발 노력, 리더지원)와 종속변수들(정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동) 간에도 유의미한 정적 상관관계가 나타나고 있는데, 리더의 지원(r = .50, .39, .46)이 자기개발 노력(r = .09, .09, .09)에 비해, 종속변수들과 상대적으로 더 높은 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 흥미로운 점은 구성원들의 자기개발을 위한 리더의 지원과 실제 자기개발 노력 사이에 유의미한 상관관계가 나타나지 않았다(r = .04, n.s.)는 점인데, 이는 동일한 정도의 리더의 지원이 있다 하더라도 구성원들의 자기개발 노력에는 차이가 있을 수 있다는 점을 시사한다.

본 연구는 선형 구조방정식 모형을 활용하여 설정된 연구가설을 검증하였다. 가설이 설정된 최초의 이론모형은 앞서 제시한 <그림 1>에서 보는 바와 같다. 구조방정식 모형의 표준화 경로계수를 통해 가설검증을 하기 이전에 이론모형이 수집된 데이터를 얼마나 나타내는가를 살펴보기 위해 구조모형(structural model)의 적합도를 검증하였다. 또한 이론모형보다 수집된 데이터에 보다 적합한 대안모형이 존재할 수 있으므로, 연구자가 설정한 대안모형들과 이론모형의 적합도 비교를 실시하였다. 모형들의 적합도 비교 결과는 <표 4>에 제시되어 있다.

이론모형은 종속변수(정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동)에 대한 독립변수의 영향력이 매개변수인 자기효능감을 통해서만 전달되는 완전 매개모형이다. <표 4>에서 보는 바와 같이 이 론모형의 적합도 지수는 대체로 양호한 것으로 나타났으나(χ² = 1969.485[391], GFI = .900, TLI = .933, CFI = 0.940, RMSEA = .057), RMR 값이 .109로서 받아들일만한 적합도인 0.08 을 초과하였다. 본 연구에서 설정한 대안모형은 세 가지로서, 먼저 대안모형 1은 완전 매개모형인 이론모형에 자기개발 노력에서 종속변수들로 향하는 직접경로들(자기개발 노력 → 정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동)을 추가한 모델이다. 대안모형 2은 이론모형에 또 다른 독립 변수인 리더의 지원에서 종속변수들로 향하는 직접경로들(리더의 지원 → 정서적 몰입, 직무만 족, 조직시민행동)을 추가한 모델이다. 마지막으로 대안모형 3은 두 독립변수(자기개발 노력, 리더의 지원)에서 종속변수들로 향하는 모든 직접경로들이 추가된 완전한 형태의 부분 매개모형이다. 이론모형과 이러한 대안모형들과의 비교를 통해 자기개발 노력과 리더의 지원이 조직 효과성에 미치는 영향력이 자기효능감이라는 매개변수를 통해서 완전 혹은 부분 매개되는지를 확인하고자 하였다.

대안모형들의 적합도를 살펴보면 대안모형 2와 3의 적합도 지수들이 전반적으로 이론모형에 비해 개선되고 있으며, 특히 RMR 값이 이론모형의 .109에서 각각 .070, .066으로 개선되었음을 볼 수 있다. 대안모형 1과 2 사이를 제외하고, 모든 모형들은 서로 내포관계에 있으므로 χ² 차이검증을 통해 모형 적합도에 통계적으로 유의미한 차이가 있는지를 검증하였다. 먼저 대안모형 1과 이론모형 간의 χ² 수치들에는 유의미한 차이가 나타나지 않았다(Δχ² = 3.327, Δdf = 3, n.s.). 대안모형 2는 이론모형에 비해 χ² 수치에 있어 유의미한 차이가 나타나(Δχ² = 465.095, Δdf = 3, p < .01), 리더 지원으로부터의 부분 매개효과가 포함된 대안모형 2가 이론 모형에 비해 더욱 적합한 모형인 것으로 나타났다. 대안모형 3 역시, 이론모형에 비해 χ² 수치에 있어 유의미한 차이가 나타나(Δχ² = 468.187, Δdf = 6, p < .01), 모든 부분 매개효과가 포함된 대안모형 3이 이론모형에 비해 더욱 적합한 것으로 나타났다. 이론모형에 비해 더욱 적합한 모형으로 판명된 대안모형 2와 대안모형 3은 전반적인 적합도 지수 측면에서는 큰 차이를 보이지 않는다. 내포관계에 있는 대안모형 2와 대안모형 3의 χ² 차이검증 결과, χ² 수치들에 있어 유의미한 차이가 나타나지 않았다(Δχ² = 3.092, Δdf = 3, n.s.). 적합도에 있어 유의미한 차이가 나타나지 않았기에, 대안모형 3에 비해 더욱 간명한 대안모형 2를 수집된 자료에 가장 적합한 최적모형(best fitting model)으로 선정하고 가설검정을 실시하였다. 최종모형에 나타난 각 경로의 표준경로계수, 표준오차, C.R., 그리고 관측된 유의수준(p-value)들을 <표 5>에 제시하였으며, 이를 요약하여 가설검정을 위한 최종모형과 표준화 경로계수를 <그림 2>에 나타내었다.

가설 1은 구성원의 자기개발 노력이 자기효능감에 미치는 정(+)의 영향을 검증하는 것이다. <그림 2>에서 보듯 표준화 경로계수의 값이 .094로 나타나(p < .01) 가설 1은 지지되었다. 가설 2는 리더의 지원이 구성원의 자기효능감에 정(+)의 영향을 미칠 것으로 보았다. 검증 결과 표준화 경로계수의 값이 .290으로 유의미하게 나타나(p < .01), 가설 2 역시 지지되었다.

가설 3과 4는 자기개발 노력과 리더의 지원이 조직효과성 변수에 미치는 영향력에 대한 자기효능감의 매개효과를 검증하는 것이다. 이러한 매개효과 검증을 위하여 본 연구에서는 Sobel 검증과 부트스트래핑(bias-corrected bootstrapping) 분석을 함께 실시하였다. 간접효과를 검증하는 일반적인 방법인 Sobel 검증은 다변량 정규성(multivariate)을 가정하는데 이는 종종 훼손될수 있다. 따라서 BC법(bias-corrected)을 적용한 부트스트래핑 분석을 통해 95% 신뢰구간을 구하고, 이를 Sobel 검증 결과를 확인하는 데 사용하였다(Bollen & Stine, 1992; Preacher & Hayes, 2008). 부트스트래핑 분석을 통해 확인된 변수들 간의 직접효과 및 간접효과의 크기와 통계적 유의성, 그리고 매개효과 가설검증 결과가 <표 6>에 제시되어 있다.

먼저 가설 3에 대한 Sobel 검증 결과, 자기개발 노력이 자기효능감을 매개로 조직효과성에 미치는 간접효과는 통계적으로 모두 유의미한 것으로 나타났다(자기개발 노력 → 정서적 몰입: z = 2.922, p < .01; 자기개발 노력 → 직무만족: z = 2.907, p < .01; 자기개발 노력 → 조직시 민행동: z = 2.951, p < .01). 부트스트래핑 분석을 통해 생성된 95% 신뢰구간(CI: confidence interval) 역시 이러한 Sobel 검증 결과를 지지해 주었다(정서적 몰입: CI = .016, .068; 직무만 족: CI = .013, .068; 조직시민행동: CI = .021, .084). 따라서 자기개발 노력과 정서적 몰입, 자기개발 노력과 직무만족, 그리고 자기개발 노력과 조직시민행동은 자기효능감에 의해 완전매개 된다고 볼 수 있으므로, 가설 3-1, 가설 3-2, 가설 3-3은 모두 지지되었다.

다음으로 가설 4에 대해 Sobel 검증을 실시한 결과, 리더의 지원이 자기효능감을 매개로 조직효과성에 미치는 간접효과는 통계적으로 모두 유의미한 결과를 보였다(리더 지원 → 정서적 몰입: z = 7.309, p < .01; 리더 지원 → 직무만족: z = 7.085, p < .01; 리더 지원 → 조직시민 행동: z = 7.816, p < .01). 부트스트래핑 분석을 통해 생성된 95% 신뢰구간(CI: confidence interval) 역시 Sobel 검증과 동일한 결과를 나타내었다(정서적 몰입: CI = .009, .089; 직무만 족: CI = .011, .096; 조직시민행동: CI = .012, .117). 이러한 결과는 리더 지원과 정서적 몰입, 리더 지원과 직무만족, 그리고 리더 지원과 조직시민행동이 자기효능감에 의해 부분매개 된다는 사실을 보여 주는 것이므로, 가설 4-1, 가설 4-2, 가설 4-3은 모두 지지되었다.

본 연구는 업무 이외의 자기개발 노력과 이를 위한 리더의 지원이 자기효능감을 통해 조직 효과성에 미치는 영향을 분석하고자 하였다. 이를 위해 실제로 조직 구성원들에게 다양한 형태의 자기개발을 장려하고 있는 육군 조직을 대상으로 설문을 실시하여, 구성원들의 자기개발 노력과 지휘관의 지원 정도가 자기효능감을 매개로 정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동이라는 세 가지 조직효과성 변수에 미치는 영향을 분석하였다. 가설검증을 위해 구조방정식을 모형을 사용하였으며, 이론모형과 대안모형의 적합도 비교를 통해 최종모형을 도출하고 이를 통해 가설을 검증하였다. 연구결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 구성원의 자기개발 노력이 자기효능감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 구성원들의 업무 이외 자기개발 노력이 특정한 과업이나 행동을 성공적으로 수행할 수 있다는 개인의 능력에 대한 믿음을 높여준다는 것을 의미한다. 가장 효과적인 자기효능감 증대 방법은 본인이 직접 업무의 성공이나 숙달을 경험하는 것이다(Bandura, 2000). 구성원들은 다양한 자기개발 노력을 통해 자신이 관심분야에 실제로 도전해 보고 여기서 얻는 정보와 경험을 통해 자기효능감을 증대시켜 나갈 수 있을 것이다.

둘째, 자기개발에 대한 리더의 지원이 자기효능감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 구성원들의 자기개발을 위해 우호적인 환경을 조성하고 적극적인 지원을 하는 리더의 역할이 구성원의 자기효능감 증대에 중요한 요소임을 보여준다. 모델링이라고도 일컬어지는 간접 경험은 자기효능감을 증대시키는 또 하나의 널리 알려진 접근방식이며(Luthans, Youssef, & Avolio, 2007), 리더의 지원을 통해 이러한 방법이 적용될 수 있다. 자기효능감에 미치는 리더 지원의 표준화 경로계수(.290)가 자기개발 노력의 표준화 경로계수(.094)보다 크다는 것은 자기효능감 증대에 있어 리더의 지원이 지니는 상대적 중요성을 의미한다. 본 연구에서 리더의 지원이 큰 영향을 미치는 이유를 연구대상의 특성에서 찾을 수도 있을 것이다. 병사의 경우 일과 후에도 병영생황을 해야 하는 군 조직의 특성으로 인해, 자기개발과 관련된 제반 여건 조성 및 부하들의 멘토링에 있어 리더(중대장)가 지니는 권한과 영향력이 타 조직에 비해 매우 크기 때문이다.

셋째, 자기효능감은 자기개발 노력과 조직효과성 간의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타났다. 이는 구성원의 자기개발 노력이 조직효과성 변수인 정서적 몰입, 직무만족, 조직시민행동에 긍정적인 영향을 미치며, 이러한 영향은 자기효능감 변수를 통한 간접효과를 통해서만 이루어진다는 것을 보여준다.

넷째, 자기효능감은 리더 지원과 조직효과성 간의 관계를 부분 매개하는 것으로 나타났다. 이는 리더의 지원이 조직효과성 변수에 미치는 영향에 있어 자기효능감을 거치지 않는 직접효 과와 자기효능감을 거치는 간접효과가 동시에 존재함을 의미한다. 각 조직효과성 변수에 대한 직접효과의 수치들(.478, .356, .410)가 간접효과의 수치들(.118, .125, .152)보다 훨씬 크다는 것을 자기개발을 위한 리더의 지원이 많은 부분 정서적 몰입, 직무만족, 그리고 조직시민행동에 영향을 준다는 것을 보여준다.

한편 본 연구는 이론적 측면과 실용적 측면에서 다음과 같은 시사점을 제시하고 있다. 첫째, 본 연구는 그 동안 거의 연구가 없었던 업무 이외의 자기개발 노력이 자기효능감과 조직효과 성에 미치는 영향을 분석하였다. 분석 결과 업무와 관련이 없는 자기주도 학습 형태의 자기개발 노력도 조직효과성에 긍정적인 영향을 미치며, 이러한 영향의 메커니즘에 자기효능감이라는 매개요인이 존재한다는 것을 보여주었다. 이러한 결과는 멘토링, 실행공동체, 현장중심훈련 등과 같은 개별적 무형식관계학습에의 참여가 조직몰입, 근속, 이동가능성 등 근로자의 태도 및 행동에 긍정적 효과를 미친다(김정환‧장지현, 2013)는 연구와 흐름을 같이 한다. 본 연구를 통해 부정적인 인식이 존재하는 구성원들의 업무 이외 자기개발 노력이 실제로는 조직효과 성에 기여할 수 있음을 인식하는 계기가 될 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구는 자기 주도적 학습 형태의 자기개발 노력이 조직효과성에 미치는 영향을 분석함에 있어 당사자의 노력은 물론 이를 지원하는 리더의 노력이 어떠한 영향을 미치는지를 함께 분석하였다. 그 결과 리더의 노력이 자기효능감과 조직효과성에 있어 당사자의 노력보다 오히려 더 큰 영향을 미치는 것을 발견하였다. 이러한 결과는 조직이 직접적인 금전적 투자뿐만 아니라 학습 기회를 제공하는 것으로도 근로자들의 태도를 긍정적으로 변화시킬 수 있다(이민우, 2008; Slattery, Selvarajan, & Anderson, 2006)는 기존의 연구를 지지하는 것이다. 또한, 비형식훈련의 제공과 지원 등이 정서적 몰입, 규범적 몰입, 또는 계속적 몰입 등과 긍정적 관련성이 있다는 연구(Ahmad & Bakar, 2003)와도 상통하는 것이다.

셋째, 이전까지 학습의 효과로 거의 분석되지 않았던 조직시민행동을 조직효과성 변수에 포함시켜 자기개발 노력과 리더의 지원이 조직효과성에 미치는 영향을 단순한 태도변수(정서적 몰입, 직무만족)뿐만 아니라 구성원들의 실제 행동을 통해서도 분석하였다. 분석 결과 자기개발 노력을 많이 할수록, 그리고 이에 대한 리더의 지원이 많을수록 공식적 보상이 없이도 다른 사람을 배려하고 도와주려는 조직시민행동이 많이 나타남을 알 수 있었다. 자기개발 노력을 통해 새로운 도전과 성취를 이루며 자기효능감이 증가된 개인은 이러한 기쁨을 다른 사람과 나누고자 할 수 있다. 또한 자기개발과 관련하여 리더의 적극적 지원을 받은 개인은 이러한 리더의 모습을 모델링하여, 자신도 다른 사람을 돕고자 하는 조직시민행동으로 표출할 수 있다. 사회교환이론(Blau, 1964)에 따르면 리더-멤머 교환관계의 질이 좋은 리더와 부하는 상호 호혜의 감정을 경험하게 되고, 이로 인해 기대되는 역할내 활동(in-role behavior)을 넘어서 고자 하는 의지가 생기게 된다(Wayne et al., 2002). 따라서 조직은 구성원의 자기개발 노력과 리더의 지원 노력이 합쳐져 구성원들의 태도가 개선되고, 타인을 돕고자 하는 이타적 행동들이 퍼져 나가는 긍정적 조직 형성을 위해 자기개발 정책을 계획하고 추진해 나가야 할 것이다.

본 연구의 한계점과 이를 극복하기 위한 앞으로의 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 모든 변수들을 부하의 설문 응답을 통해서 측정하였다. 자기효능감, 정서적 몰입, 직무만족과 등의 변수는 부하를 통해 측정하는 것이 당연하나, 그 외 자기개발 시간이나 여건 조성, 조직시 민행동과 같은 변수는 가능한 경우 리더나 다른 원천을 통해 측정함으로써, 단일방법편의 (common method bias)로 인한 오차의 문제를 줄일 수 있을 것이다.

둘째, 자기효능감은 역동적 개념으로서 시간에 따라 변화함에도 불구하고(Gist & Mitchell, 1992), 본 연구는 자기효능감과 그로 인한 효과를 설문을 통해 단일 시점에 측정하였다. 따라서 부하의 자기개발 노력과 리더의 지원이 자기효능감과 조직효과성에 미치는 영향을 보다 동태적으로 살펴보기 위해서는 종단적 연구를 통해 여러 시점에 걸쳐 변수들을 측정하거나, 실험설계 방법 등을 활용할 수 있을 것이다. 이를 통해 새로운 경험과 정보에 지속적으로 반응 하는 자기효능감의 변화를 살펴볼 수 있을 것이다.

셋째, 본 연구는 조직효과성 변수로서 정서적 몰입, 직무만족, 그리고 조직시민행동의 세 가지 변수를 사용하였다. 자기개발 노력과 리더의 지원이 조직효과성에 미치는 영향을 보다 자세히 살펴보기 위해서는 성과변수를 포함하는 다양한 조직효과성 변수의 측정을 고려해 볼 수 있을 것이다. 특히 성과변수의 경우에는 구성원의 응답이 아닌 리더를 통한 측정이거나 객관 적인 성과치를 사용하는 것이 도움이 될 것이다.

넷째, 본 연구는 군에 근무하는 장병들을 대상으로 하였기에 본 연구결과를 보편적으로 적용하기 위해서는 보다 다양한 조직을 대상으로 한 추가적인 연구가 필요할 것이다. 조직의 특성에 따라 부하들이 자기개발 시간 및 형태, 그리고 리더의 지원 정도는 큰 차이를 보일 수 있다. 특히 본 연구에서 상대적으로 큰 영향을 미친 리더 지원의 효과를 다른 조직을 대상으로 확인해 볼 수 있을 것이다.

요컨대, 본 연구의 목적은 군 복무중인 장병들을 대상으로 장려하고 있는 업무 이외의 다양한 자기개발 노력들과 이에 대한 리더의 지원이 장병들의 자기효능감과 군 조직의 효과성에 실제로 어떠한 영향을 끼치는지를 살펴보는 것이었다. 연구 결과, 장병들이 자기개발에 더 많은 노력을 기울일수록 그리고 이에 대한 리더의 지원이 클수록, 장병들의 자기효능감은 증대 되었고, 증대된 자기효능감은 조직효과성 변수로 측정된 조직에 대한 정서적 몰입, 직무에 대한 만족, 그리고 타인을 돕고자 하는 조직시민행동을 증가시키는 것으로 나타났다. 한편 리더의 지원은 자기효능감을 거치지 않고도 세 가지 조직효과성 변수를 증대시키는 효과를 나타냈다.

본 연구를 통해 일부 부정적인 인식이 존재하는 장병들의 복무 중 자기개발 노력이 실제로는 조직 효과성 향상에 기여할 수 있음을 인식하는 계기가 되었으면 한다. 그리고 이러한 인식의 전환을 통해 자기개발이 개인의 발전은 물론, 결국에는 국가적 인적자원개발에도 기여할 수 있다는 올바른 개념이 정립되기를 기대해 본다. 인생에 있어 너무나 중요한 젊은 시기에 국방의 신성한 의무를 수행하는 국군 장병들이 군 복무 중 군 본연의 임무뿐만 아니라 다양한 자기개발 기회를 통해 그들에게 필요한 역량들을 길러 사회로 나간다면, 군가안전보장과 국가의 지속적인 번영에 기여하는 생산적인 군대가 될 수 있을 것이다.