글로벌 저성장, 상시 위기의 시대 속에서 기업의 경쟁우위가 급속히 와해되는 초경쟁(Hyper-Competition) 환경이 심화되고 있다. 이에 시장을 선도하던 전통적 강자가 몰락하고 새로운 기업이 신흥강자로 부상하는 사례도 증가하고 있다. 이처럼 글로벌 선도기업 조차 장기존속을 보장할 수 없는 상시 위기의 시대에는 지속 성장을 위한 새로운 성장방식이 필요하다. 즉, 급변하는 경영환경에 적응할 수 있는 창의적이고 혁신적인 조직으로 변모하기 위해 구성원들은 수동적인 자세에서 벗어나 복잡하고 다양한 환경변화에 능동적이고 유연하게 대응할 것을 요구받고 있다. 따라서 구성원들이 팀이나 조직을 위해 자신의 잠재력과 역량을 최대한 결집시켜 조직의 경쟁우위를 확보하도록 만드는 리더십의 역할이 어느 때보다 중요하게 인식되고 있다. 기업의 리더가 조직성과에 미치는 영향에 대해서는 기업의 생존과 발전에 직접적인 영향을 주는 핵심적인 의사결정을 한다는 점에서 리더십이 조직성과에 미치는 영향은 지대하다고 할 수 있으며(이도화, 김창호, 2011), 리더의 행동을 지각하는 부하들에게 미치는 영향 또한 크다. 즉, 리더의 신념, 가치, 생각 등 리더가 보여주는 말과 행동은 함께 생활하는 구성원들의 조직 생활에 상당한 영향을 미칠 수 있기 때문이다(Avolio & Gardner, 2005; George, 2003; Ilies, Morgeson, & Nahrgang, 2005; Luthans & Avolio, 2003). 이러한 측면에서 리더는 성과창출에 기여하는 것을 넘어 조직의 성패에 대한 책임을 지고, 조직을 대표하는 상징적 역할을 수행해야 한다(송영수, 2013). 하지만 전통적 리더십 이론으로는 급변하는 환경에 대응하고 나아가 이를 주도할 수 없다는 주장이 제기됨에 따라 리더십을 지금까지와는 다른 관점에서 접근한 새로운 이론들이 개발되고 있다.

과거 기업들은 무한경쟁 속에서 단기간에 최대의 경영 성과를 만들어내기 위해 보여주기 식의 화려한 리더십 스킬 등을 강조하였고 이로 인해 진정성 없는 리더십은 글로벌 거대 기업도 한 순간에 무너지게 할 수 있다는 교훈을 습득하였다. 또한 리더십 연구가 경제적 효율성과 리더십 스킬만을 강조하는 경향으로 흐른 것에 대한 반성의 차원에서(윤정구 외, 2011), 2004년 Nebraska 리더십 컨퍼런스에서 진성리더십(authentic leadership)이 처음 소개되었다(Brown & Trevino, 2006; Gardner et al., 2005). 진성리더십은 리더로서 성공하기 위해서는 특정인의 리더십을 학습하고 특정인처럼 행동하는 게 중요한 게 아니라, 참다운 나를 발견하기 위해 자신을 성찰하고 이를 바탕으로 진정한 내 모습을 솔직하게 보여주는 리더의 진정성이 부하들로부터 더 큰 존경과 사랑을 받을 수 있다는 점을 강조한다(정동일, 2011; Luthans & Avolio, 2003). 이러한 진정성은 긍정적 정서를 야기하여 조직 전체로 확산, 전염되는 과정을 거쳐, 조직에 긍 정적 효과를 가져 온다고 본다. 이 관점은 외부로 나타나는 리더의 모습이나 행동에 무엇이 문제인지를 발견하고 결점을 고치고자 하는 기존의 리더십 모델개발 연구와는 다른 시각이다(Luthans & Avolio, 2003). 그동안 다양한 리더십 이론들을 통해 시대를 관통하는 보다 효과적인 리더십이 무엇인지 지속적으로 논의되어 왔으나 리더의 진정성, 신뢰, 도덕성이 밑바탕이 될 때 리더십의 전체 그림을 완성할 수 있다. 따라서 기업 현장에서도 신뢰, 희망, 낙관주의, 의미 있음(meaningfulness)과 같은 기본적인 인간에 대한 가치들을 다시 살릴 수 있는 새로운 형태의 리더십이 요구되고 있으며(Avolio et al., 2004), 최근 리더십에 대한 관심은 학계뿐만 아니라, 실제 기업 현장에서도 크게 증가하고 있는 추세이다(Avolio et al., 2004; George, 2003).

진성리더십과 관련된 여러 선행 연구들은 크게 3가지 영역으로 구분되어 연구가 진행되고 있다. 첫째, 진성리더십의 개념, 하위 구성요인 규명에 관한 연구들이다. 둘째, 진성리더십과 결과변수들과의 관계에 관한 연구이다. 셋째, 진성리더십이 어떠한 메커니즘을 통해 결과변수들에 영향을 미치는지에 대한 연구이다. 즉, 진성리더십과 결과변수와의 관계에 있어서 어떠한 요인들이 매개 또는 조절역할을 하는지에 대한 연구로 볼 수 있다(최우재, 조윤형, 2013). 여러 선행연구에서 리더의 진성리더십 발현은 조직과 구성원들에게 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고되고 있으며, 국내에서도 연구논문과 저서(김대영, 배을규,한미자, 2013; 김동철, 김대건, 2012; 김명수, 장춘수, 2012; 박시남, 최은수, 배귀희, 2012; 유제호, 김태규, 2013; 윤정구, 2012; 윤정구 외, 2011; 정예지, 김문주, 2013; 정예지, 이수정, 김문주, 2012; 최우재, 조윤형, 2013; 한봉주, 2013; 홍성화, 최은수, 2011) 등을 통해 진성리더십의 긍정적 영향력을 살펴보고 있다.

진성리더십은 연구의 역사가 그리 길지 않기 때문에 이에 대한 실증연구가 그리 많은 편이 아니다. 또한 국내에서는 진성리더십에 대한 연구가 미진하며, 특히 실증적으로 진성리더십이 부하들의 태도와 행동에 어떠한 영향을 미치는지 밝혀진 연구가 매우 부족한 실정이다(조윤형, 2013). 따라서 본 연구는 국내 의료 및 바이오기업 구성원을 대상으로 진성리더십이 구성원의 자기주도학습 능력과 조직유효성에 미치는 긍정적 영향력을 실증적으로 검증하고자 하며, 개인이 주어진 환경에 대해 긍정적인 심리적 강점을 활용하여 진취적인 사고와 행동을 함으로써 성과를 향상시키는 것을 의미하는 긍정심리자본의 매개역할을 살펴보고자 한다. 이는 진성리더십이 구성원의 태도와 행동의 변화를 이끄는 데에는 희망, 신뢰, 긍정적 감정 등의 중간 매개요인이 필요하다고 한 Avolio 등(2004)의 주장과 진성리더십을 통해 발현되는 리더의 행동자체만으로는 조직의 효과성에 직접적으로 영향을 미치지 못한다는 지적에 기반 하였다(윤정구 외, 2011; 최우재, 조윤형, 2013).

진성리더십과 결과변수와의 관계에 있어서 중요한 매개역할을 수행하는 요소로서 긍정심리자본을 선정하였고, 리더의 진성리더십은 긍정심리자본을 통해 자기주도학습 능력과 조직유효성에 영향을 미칠 것으로 예상된다. 특히 이러한 실증적 연구는 조직차원의 운영․관리뿐만 아니라 HRD(Human Resource Development)에 대한 새로운 접근으로서 이론과 실천에 있어 큰 활력과 시사점을 줄 수 있을 것으로 여겨진다. 따라서 본 연구의 목적은 진성리더십이 자기주도학습 능력, 조직유효성에 미치는 영향을 분석하고, 그에 대한 연결고리로서 긍정심리자본의 매개효과를 살펴봄으로써 진성리더십의 발현이 구성원들의 긍정적 정서와 성과로 이어지는 메커니즘을 실증적으로 규명하는 것이다. 이를 바탕으로 이론적 논의와 리더십 개발 방안의 시사점을 제시하고자 한다.

한편, 본 연구에서는 자기보고법을 사용하여 자료를 수집하였는데, 이는 사회과학분야에서 가장 보편적으로 사용되는 방법이지만 동일방법편의가 발생될 소지가 있다. 하지만 박원우 외 (2007)에 따르면 자기보고법을 채택한 연구를 무조건 동일방법편의의 발생 가능성이 높다고 간주하거나, 결과가 편의되었다고 단정하기는 어렵다. 그 이유는 편의를 야기하는 원인은 자기보고법 이외에도 다양하게 존재하기 때문이다. 따라서 편의의 문제 해결을 위해 자기보고법의 사용을 무조건 회피하는 것은 장점을 고려할 때 매우 비합리적이며, 이러한 동일방법편의를 극복하기 위한 방안으로는 사전적 방법(연구설계/설문지 작성 단계)과 사후적 방법(통계적 분석 단계)등이 있다. 자기보고법을 사용한 선행연구들에서는 사후적 방법(김대영, 배을규, 한미자, 2013; 김명수, 장춘수, 2012; 최우재, 조윤형, 2013; 한봉주, 2013)과 사전적 방법(정예지, 김문주, 2013;정예지, 이수정, 김문주, 2012)이 각각 활용되었고, 동일방법편의의 문제는 발생하지 않았다.

진성리더십(authentic leadership)은 긍정적 자기개발을 이루면서 구성원들과 함께 일하는 리더로서, 자아인식과 내재화된 도덕적 관점, 균형잡힌 정보 처리 및 관계적 투명성 등을 보다 발전시키기 위하여 긍정적 심리수용력과 긍정적 윤리분위기 모두를 만들어내고 증진하는 리더의 행동 패턴을 말한다(Walumbwa et al., 2008). 기존의 리더십 이론들은 리더의 행동이나 상호작용, 특성, 스타일 등에 초점을 맞춰 왔는데, 부하에 대한 적극적 영향과 변화를 강조하는 리더십 이론들과 달리 진성리더십은 리더의 신념, 가치 및 긍정적 역량을 바탕으로 조직 구성원에 대한 긍정적 영향을 중시한다(Avolio & Gardner, 2005). 이는 중요한 이슈, 가치 및 신념등에 대한 리더의 깊은 자아인식에 초점을 두며, 리더가 실천하는 원칙, 가치 및 윤리 등의 행위를 통해서 조직 구성원들을 변화시킨다(김동철, 김대건, 2012). 결국 진성리더십이 기존의 리더십과 가장 다른 부분은 리더의 진정성을 통해 구성원의 진정성까지 고취시키고 이를 통해 리더가 속한 집단의 성과를 도출한다는 점이다(정예지, 이수정, 김문주, 2012; Avolio & Gardner, 2005; Gardner et al., 2005; Zhu et al., 2011). 이러한 리더의 진정성이 중요한 이유는 ‘리더십의 홍수’ 속에서 혼란을 겪고 있는 리더들에게 하나의 나침반으로 작용하면서 다른 리더십 스타일의 바탕을 제공하고 있기 때문이다(송영수, 2013).

진성리더십 이론 개발 초기에는 여러 학자들에 의해 다양한 구성 요소가 제시되었는데 최근에는 진성리더십의 핵심 구성 요소가 ‘자아인식(self-awareness)’, 내재화된 도덕적 관점(internalized moral perspective)’, ‘균형잡힌 정보 처리(balanced processing)’, ‘관계적 투명성(relational transparency)’으로 합의가 이루어지고 있는 추세이다(Avolio, Gardner, & Walumbwa, 2007; Walumbwa et al., 2008). 이러한 진성리더십의 접근방법을 보면 첫째, 리더의 내면에 초점을 맞춘 인간내적 관점(Shamir & Eilam, 2005), 둘째, 리더와 구성원 사이에서 생기는 인간관계적 관점(Ilies, Morgeson, & Nahrgang, 2005), 셋째, 리더가 살아가면서 경험하는 중대한 사건에 의해 함양된다는 개발적 관점(Walumbwa et al., 2008)으로 나누어 볼 수 있다(한봉주, 2013; Northouse, 2010). 진성리더십에 관련된 연구는 현재 국내와 국외간의 격차가 존재한다. 국외에서는 네브라스카-링컨 대학 갤럽리더십 연구소(the gallup leadership instituteat the University of Nebraska-lincoln)에서 본격적으로 진성리더십에 대한 연구가 진행되었으나, 국내의 진성리더십 연구는 아직 초기 단계이기 때문에 관련 실증연구가 많지 않은 편이다(조윤형, 2013). 이러한 가운데 몇몇 연구들은 진성리더십을 갖춘 리더들은 지속적인 학습과 성장의 욕구를 지니고 있고 이러한 욕구는 행동으로 나타나 구성원들에게 귀감이 되어 구성원들의 학습과 역량 개발 활동을 촉진하고, 조직몰입 및 직무만족과 같은 조직 효과성을 증진시키는 데 효과적이라는 주장을 제기하고 있다(김대영, 배을규, 한미자 2013; 박시남, 최은수, 배귀희, 2012; 윤정구 외, 2011; 정예지, 이수정, 김문주, 2012; Avolio & Walumbwa, 2006; Walumbwa et al., 2008). 한편, 기존의 리더십 교육은 주로 단기성과를 이루기 위해 리더 개인의 역량강화에 역점을 두었다. 즉, 리더가 갖추어야 될 역할상과 이에 비추어 본 자질과 역량을 도출하여 부족하거나 결핍된 리더십 역량을 개발하기 위해 단기 집중적인 교육이 이루어졌으며, 지식과 스킬 향상을 통한 성과 창출 등 행동주의적 접근에 초점이 맞추어져 온 것이 사실이다. 하지만 진성리더십 함양을 위해서는 타인에 의한 스킬 중심의 학습 보다는 성찰과 자아탐구를 통해 리더의 진정성을 향상시키는 것이 바람직하다는 점을 유념하여 살펴볼 필요가 있다.

일과 학습은 분리되는 개념이 아니며, 일은 곧 학습과정의 연속이다. 구성원 스스로 자기 분야의 전문성을 자기주도적으로 개발하고 지속가능한 경쟁력 확보에 필요한 핵심지식과 스킬 을 학습하는 것은 일터학습을 강화하고 개인의 성장에 기여할 수 있는 HRD의 기본 요소이다. 급변하는 경영환경에 대처하고 조직이 경쟁우위를 차지하기 위해 구성원의 학습 능력이 강조 되면서, HRD 분야에서도 자기주도학습(self-directed learning)에 대한 관심이 증대되고 있다(Cho & Kwon, 2005). 자기주도 학습자의 정의적․심리적 특성과 인지적 능력은 학습자 자기주도성(learner's self-direction) 혹은 자기주도학습 능력(self-directed learning competency)라는 용어로 정의되며, 따라서 자기주도학습이란 학습자가 자기주도성을 발휘하여 수행하는 모든 학습이라고 이해되고 있다(이진화, 김진모, 2006). 자기주도학습에 대한 논의는 학습자의 자기주도성과 학습에서의 자기주도성을 연계하여 이뤄지고 있다는 점이 특징으로 꼽히고 있으며(배을규, 이민영, 2010; 이윤옥, 2007), 점차 학습에서의 자기주도성과 학습자의 자기주도성을 통합하는 관점이 증가하고 있다. 이러한 통합적 관점에 따라 배을규, 이민영(2010)은 자기주도 학습을 자기주도성을 가진 학습자가 학습에 대한 열정 및 흥미로 인해 동기부여 되어 스스로 학습에 대한 주도권을 가지고 지속적으로 참여하고, 학습에 필요한 환경을 조성하고 인적․물적 자원을 이용하고 관리하면서 학습과정을 이끌어가며 학습결과를 평가하는 활동이라고 정의한바 있다. 조대연(2005)에 따르면 자기주도성은 지식기반사회에서 기업의 근로자들이 변화에 대응하여 문제해결 활동을 지속적으로 할 수 있게 하는 핵심역량이라고 하였다. 그러므로 자기주도성은 개인의 학습 차원뿐만 아니라 문제해결을 통한 개인의 업무성과 향상에 있어서도 중요한 역할을 담당하는 인간의 내적요소라고 할 수 있다(강성호, 2013).

앞서 살려본 바와 같이 학습에 대한 주인의식을 바탕으로 스스로 목표를 설정하고 필요한 역량을 주도적으로 해결해 나가는 자기주도학습은 차별화된 지식․정보의 신속하고 지속적인 습득이 요구되는 변화되는 일터환경에 적합한 실용적인 HRD 전략이다. 자신의 경험과 비판적 성찰을 통해 끊임없이 실사구시의 실천적 지식을 창출해 가는 과정은 자기주도성과 같은 학습자 개인의 내적 특성과 함께 리더와 동료, 환경 맥락과의 역동적인 상호작용이 유기적으로 이 루어지는 조직 활동으로 이해할 수 있다. 이러한 관점에서 리더의 리더십 발현을 통해 나타나는 행동과 태도, 그리고 구성원들과 형성되는 관계는 개인의 역량 향상에 도움이 되는 학습활동을 주도적으로 수행하기 위해 필요한 능력, 즉, 학습 목표 수립, 학습 기회 탐색, 학습 수행 및 평가를 주도적으로 실행하는 자기주도학습 능력을 개발하는데 영향을 미칠 수 있다. 하지만 이러한 영향 관계를 확인한 연구는 드물며, 특히, 리더의 진성리더십과 구성원의 자기주도학습 능력의 관계를 직접적으로 다룬 선행 연구는 매우 제한적이다. 최근 김대영, 배을규, 한미자(2013)의 연구에서 유아교육기관장의 진성리더십은 교사들의 자기주도학습 능력에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고되었으며, 박시남, 최은수, 배귀희 (2012)는 대학 총장의 진성리더십이 행정직원의 긍정심리자본을 매개로 행정직원의 자기주도학습 능력에 간접적인 영향을 미친다는 것을 확인한 바 있다.

진성리더십을 갖춘 리더들은 자신의 참된 존재 이유를 찾아 학습하고 성장해가는 과정에 몰입해 있는 사람이라 할 수 있다. 높은 수준의 진성리더십을 갖추고 지속적인 학습과 성장의 욕구를 지닌 리더의 행동은 구성원들로 하여금 자기주도학습을 통해 자신을 개발해 나가고자하는 성장의 욕구를 증진시킬 것이다. 또한 리더의 진성리더십은 조직 구성원들이 새로운 환경, 사건, 상황의 요구에 적절하게 대처하며 새로운 것을 학습하고 숙련하는 적응적 수행성과를 향상시키고(최우재, 조윤형, 2013), 구성원들이 개인적 성장을 위한 목표를 설정하고 계획을 수립하며 이를 실현해 나가는 것에 영향을 미친다(Ilies, Morgeson, & Nahrgang, 2005)는 주장들을 통해 구성원의 자기주도학습 능력에 긍정적인 영향을 기대할 수 있다. 이는 진성리더십 개발 측면뿐만 아니라 구성원의 자기주도학습 능력 개발에 있어 HRD 분야에 의미 있는 시사점을 줄 수 있을 것으로 여겨진다.

이상의 논의로부터 리더의 진성리더십은 구성원의 자기주도학습 능력을 긍정적으로 향상시킬 수 있을 것으로 예측하였으며, 다음과 같은 가설을 설정하였다

진성리더십과 조직유효성과의 관계에 관한 실질적 측면의 연구에서 이용되는 조직유효성 변수는 주로 자산증가, 성장, 수익성 등 경제적 성과를 나타내는 객관적 지표와 조직몰입, 직무만족, 조직시민행동 등의 주관적 지표로 구분될 수 있다(한봉주, 2013; Denison & Mishra, 1995). 주관적 지표는 객관적 지표보다 리더십과의 관계를 분석함에 있어서 결과가 명확하고 분명하게 나타나는 장점이 있으며, 민진(2003)은 학위논문과 학술논문을 분석한 결과 조직유효성 측정지표로 조직몰입과 직무만족을 많이 사용하고 있다고 보았다. 이에 본 연구에서는 주관적 지표로 가장 많이 사용되고 있는 조직몰입과 직무만족을 조직유효성의 구성개념으로 활용하였다. 직무만족에 관한 논의는 구성원의 직무에 대한 태도에 초점을 두고 있으며, 조직몰입은 전반적인 조직에 대한 태도에 초점을 두고 있다.

조직행동연구에서 조직몰입은 중요한 주제로 다루어져 왔으며, 특히 조직 구성원들의 심리적 상태를 파악하는데 있어 그 중요성이 강조되어 왔다. 또한 조직몰입을 향상시키는 조직적 특성으로 리더십의 중요성이 제기되고 있다. 조직몰입은 구성원이 조직에 대한 심리적 애착 또는 태도를 나타내는 지표로 조직의 성과를 결정하는 태도변수이다. 지금까지 여러 학자들의 이론을 근거로 정의해 보면 조직몰입이란 조직에 애정을 갖는 느낌이며, 계속 조직의 구성원으로 남아 있으려는 강한 욕구로 한 조직에 대한 개인의 동일시와 몰입의 상대적 정도라고 정의할 수 있다(김성은, 문형구, 2010). Allen & Meyer(1990)는 조직몰입의 구성요인을 정서적 몰입, 지속적 몰입 그리고 규범적 몰입으로 구분하였는데, 연구가 진행되면서 이 세 가지 조직몰입 형태가 조직 구성원의 직무태도에 미치는 영향이 서로 다르다는 사실이 드러나기 시작했다. Dunham, Grube, & Cataneda(1994)에 따르면 정서적 몰입은 과업 특성에 대한 인식, 이직의도, 경력만족 등과 같은 결과변수들과 72%의 강한 상관관계를 갖는 것으로 나타나 그 후로, 조직몰입은 정서적 몰입을 중심으로 측정되는 것이 추세이다(김명수,2012). 한편, 직무만족은 각 개인의 자기 직무와 관련하여 경험하는 모든 감정의 총화 또는 균형 상태에서 기인되는 하나의 태도라고 정의할 수 있으며(Smith, 1995), 한 사람이 그의 직무를 좋아하거나 싫어하는 정도를 측정한다. 리더십 측면에서 리더가 행사하는 영향력의 방향에 따라 구성원의 직무만족에 대한 인식과 태도에 차이가 나타날 수 있으며, 리더의 리더십에 대한 긍정적인 인식은 구성원의 자발적이고 의욕적인 행동을 불러일으키고 자신의 직무에 대한 만족과 성취로 이어질 수 있다. 또한 리더의 윤리적 특징, 예를 들면 리더의 무결점, 정직성, 신뢰성은 구성원의 만족과 조직몰입에 긍정적인 영향을 미친다고 하였다(Brown, Trevino, & Harrison, 2005). 이러한 관점에서 조직에서 리더의 역할은 구성원들의 조직몰입과 직무만족 등 조직유효성에 많은 영향을 미칠 수 있음을 알 수 있다. 조직몰입과 직무만족은 구성원의 태도변수로 지속적으로 주목받고 있는데, 그 이유는 개인이 자신이 직무에 대한 만족여부에 따라 조직전체에 대하여 긍정적일 수도 있고 부정적일 수도 있기 때문이다(양필석, 최석봉, 2011). 선행연구를 살펴보면, 홍성화, 최은수(2011)의 연구에서 진성리더십은 직무만족에 직접적으로 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났지만 유제호, 김태규(2013)의 연구에서는 영향력이 없는 것으로 나타났다. 또한 홍성화, 최은수(2011), 김명수, 장춘수(2012), 유제호, 김태규(2013), 정예지, 이수정, 김문주(2012), 김대영, 배을규, 한미자(2013)의 연구에서는 조직몰입에 직접적으로 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 김명수, 장춘수(2012)의 연구에서는 진성리더십이 긍정심리자본에 부분 매개하여 영향을 미치는 것으로 확인되었다. Avolio 등(2004)은 진성리더십이 조직구성원의 직무수행과 업무 만족을 높이고, 조직 헌신, 이직행동에 긍정적인 영향을 미친다고 하였으며, Walumbwa 등(2008)은 실증연구를 통해 진성리더십이 조직시민행동, 조직몰입, 직무만족, 리더 만족에 긍정적인 영향을 미친다는 결과를 보고하였다.

이상의 논의로부터 리더의 진성리더십은 구성원의 조직유효성을 긍정적으로 향상시킬 수 있을 것으로 예측하였으며, 다음과 같은 가설을 설정하였다

긍정심리학(positive psychology)은 삶에서 가장 나쁜 것들을 고치는 것에만 전념하는 것에서 삶에서 가장 좋은 것들을 함양하는 것으로 심리학의 변화를 촉발하는 데에 목적을 두고 있다(Seligman et al., 2005). 이러한 긍정심리학에 기초를 두고 있는 긍정심리자본은 Luthans와 그의 동료들에 의해 제시된 개념으로 조직 내 관리자들이나 구성원들의 태도, 행동, 성과 등 여러 조직행동 성과변수에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고되고 있고(Avey et al., 2011), 국내에서도 많은 연구자들이 관심을 가지고 주목하고 있다.

긍정심리자본은 사람들로 하여금 도전적인 과업에 성공하기 위해 필요한 자신감(자기효능감)을 가지게 하고, 현재와 미래의 성공에 대해 낙관적이며(낙관주의), 목표를 위해 인내하게 한다. 또한 동시에, 필요한 순간에는 성공하기 위해 목표에 대한 경로를 재설정하기도 하며(희망), 문제나 역경에 직면했을 때는 견뎌내어 좌절로부터 원래의 상태로 되돌아오거나 그것을 뛰어 넘게 하는(복원력) 개인의 복합적인 긍정적 심리상태로 정의된다(Luthans, Youssef, & Avolio, 2007). 긍정심리자본은 4개의 하위 요인의 상위개념으로서 자기효능감, 낙관주의, 희망, 복원력으로 나타낼 수 있는데, 진성리더십이 구성원의 긍정심리자본에 영향을 미친다는 점이 이론적, 실증적으로 입증되고 있다. 이는 진성리더십이 자기효능감, 낙관주의, 희망, 복원력과 같은 자기존경과 심리적 웰빙을 동반하는 긍정심리상태로부터 도출되는 것이고 또 타인들에게 이러한 상태가 발전되도록 하기 때문이다(안화용, 한인수, 2013). 진성리더십은 긍정심리 역량과 고도로 개발된 조직 맥락에서 일어나는 프로세스로써(Luthans & Avolio, 2003), 부하로 하여금 진정한 가치와 신념에 진실되게 임하고 진정성 있는 행위를 할 수 있도록 유도한다(최우재, 조원형, 2013). 또한 Avolio 등(2004)에 따르면 진성리더십이 성과와 경쟁력 우위를 향상시킬수 있는 심리적 자본을 강화시키고, 구성원의 성공적인 업무수행과 성과를 통해 이들 자신의 심리적 자본을 구축할 수 있는 기회를 제공한다고 하였다. 이러한 진성리더십과 긍정심리자본의 관계에 대한 선행연구를 살펴보면 김동철, 김대건(2012), 김명수, 장춘수(2012), 박시남, 최은수, 배귀희(2012), 한봉주(2013)의 연구에서 진성리더십이 긍정심리자본에 직접적으로 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

한편, 긍정심리자본은 물리적 자본 또는 경제적 자본 등과는 달리 단기적 성과뿐만 아니라 조직의 장기적인 성장에 바탕이 되는 조직 구성원들의 긍정적 신념 및 도덕적 가치 등을 강화한다(장환영, 2012). 긍정심리자본의 하위 요인들이 성과에 공헌할 수 있는 변수들로 연구되어 온 만큼, 이들의 복합적 구성으로 이뤄진 긍정심리자본은 정서적 통제와 관리가 요구되는 자기주도학습을 성공적으로 수행해 나가는 데 있어 중요한 심리적 전제로 살펴 볼 수 있는데, 그 동안 인지적 영역에 비해 상대적으로 소홀히 다뤄진 측면이 있다. 이러한 긍정심리자본은 긍정적 상태(positive state)와 같이 시시각각 변하지는 않는 개념이지만 특질(trait-like)에 비해 서는 상대적으로 시간의 흐름에 따라 변화 및 개발가능성 수준이 높다는 점에서 상태(state-like) 변수로 볼 수 있다(Luthans et al., 2007). 또한 자기주도학습은 개인의 구체적인 행동에 초점을 둔 능력(ability)의 입장에서 설명이 가능하며, 따라서 자기주도학습 능력은 강화되고 향상될 수 있는 상태(state-like) 변수의 속성을 가지고 있다고 할 수 있다. 아울러 자기주도학습 능력의 하위 요인인 자아개념은 긍정심리자본의 하위 요인, 특히 자기효능감(자신감)과 구분될 필요가 있는데, 일반적으로 자기효능감은 개인이 주어진 과제를 성공적으로 수행할 수 있다는 자신의 능력에 대한 믿음을 의미하며(Bandura, 1997), 일반적 혹은 상황-특수적 자기효능감 등으로 분류될 수 있다. 이러한 측면에서 자기주도학습 능력의 자아개념은 특정한 영역, 즉, 학습장면에서의 학업적 자기효능감(자신감)을 바탕으로 한 개념으로 한정되며, 긍정심리자본의 자기효능감은 조직차원의 일반적 상황에 기반한 보다 포괄적인 개념으로 구분된다. 본 연구에서는 긍정심리자본의 하위 요인들의 영향력을 살펴보기 보다는 통합된 상위개념으로 접근하였는데, 이는 각각의 심리적 요인들이 하나로 통합되면 상호작용을 통한 상승작용이 발생되고 개별요인보다 더 높은 설명력과 효과성을 보인다는 주장(Luthans et al., 2005)에 근거하 였다. 임병노(2011)는 자기주도학습이 교수자의 통제나 강제 없이 자율적인 판단과 의지로 수행되는 학습이므로 일반학습에 비해 학습자의 심리와 정서가 더 중요하다고 주장하였는데, 자기주도학습은 개인의 자발성에 기초한 학습으로 개개인이 가지는 감정이나 의지여부에 따라 발생하고 지속되기 때문이다(Cavaliere, 1990). 양필석, 최석봉(2011)의 연구에서 제시된 바와 같이 긍정심리자본의 수준이 높은 사람은 자신의 직무에서 즐거움과 성취감을 경험하여 내적으로 동기를 유발하는 것을 알 수 있으며, 이는 학습에 있어서도 학습에 대한 열정과 흥미를 통해 스스로 동기부여 되어 주도적으로 학습의 전 과정을 이끌어 나갈 것으로 판단된다. 긍정적 정서를 기반으로 하는 긍정심리자본은 인지적으로나 정서적으로 개인의 시각, 사고, 행동의 범위를 자유롭게 확장시켜 개방적이고 도전적인 탐색적 활동에 매진하는데 기여함으로써 지속적인 자기주도학습을 위한 자기관리활동에 활력을 불어 넣을 수 있다. 요컨대, 긍정심리자본이 강화되면 개인의 자기주도학습 능력에 긍정적인 영향을 주게 되고 보다 다양한 학습과 성장의기회를 모색하며 지속적인 자기주도학습 활동을 추진하게 될 것이다. 하지만 이러한 긍정심리자본과 자기주도학습 능력의 관계에 대한 선행연구는 찾아보기 어렵다. 다만, 유지원, 김보경, 강명희(2014)의 연구에서 대학생의 긍정심리자본은 자기주도학습 능력을 증진시키는 데 유의한 선행요인으로 밝혀졌으며, 학업동기 증진(Pajares, 2001), 학습환경의 조성(Mcdonald, 2010) 등에 서 긍정심리학이 적극적으로 활용될 수 있다는 점이 제시되어(장환영, 2012), 자기주도학습 능력에 대한 긍정심리자본의 긍정적인 영향력을 기대할 수 있다.

긍정심리자본은 직무에서 느낀 성취감을 고취시키고 직무와 조직에 대한 만족과 함께 조직에 대한 애착심인 정서적 몰입도 높아지게 된다(Luthans et al., 2007). Avey 등(2011)은 긍정심리자본에 대한 연구를 수집하여 메타분석을 시도하였는데, 그 결과 긍정심리자본은 직무만족, 조직몰입, 안녕감, 조직시민행동, 직원 성과와 같은 바람직한 태도, 행동, 결과와는 정적인 관계에 있고, 변화에 대한 냉소주의, 스트레스, 불안, 이직의도, 일탈과 같은 바람직하지 않은 태도 및 행동과는 부적인 관계가 있다는 종합적인 결과를 제시하였다(류현주, 이찬, 2013). 또한 Larson & Luthans(2006)는 긍정심리자본이 직무만족 및 조직몰입에 긍정적 영향을 준다고 보고하였다. 이외 홍성화, 최은수(2011)의 연구에서는 조직몰입과 직무만족, 한봉주(2013)의 연구에서는 조직몰입에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이와 같은 연구들을 통해 알 수 있는 것은 긍정적 정서가 우리로 하여금 새로운 것을 학습하고 성장할 수 있도록 촉진함으로써 환경에 더 잘 적응하도록 돕는다는 점이다(권석만, 2008). 또한 조직구성원들의 심리적 상태는 조직의 유효성에 많은 영향을 미친다. 따라서 조직 구성원이 희망, 신뢰, 긍정적 감정 및 낙관주의적 사고를 하고 있다면 그 조직의 성과는 높아질 가능성이 크다(안화용, 한인수, 2013). 리더가 진정성이 있다고 해서 그것이 직접적으로 리더 자신과 부하의 성과로 이어지기는 어렵다(Ilies, Morgeson, & Nahrgang, 2005). 나아가 희망, 신뢰,긍정적 정서와 같은 요인들은 진성리더십이 구성원들의 긍정적인 태도와 행동 변화를 이끄는 데 있어 중간 매개역할을 한다는 점이 강조되고 있다. 따라서 진성리더십이 자기주도학습 능력과 조직유효성에 미치는 영향에 있어 긍정심리자본이 매개역할을 수행할 것으로 예상할 수 있다. 이러한 논의를 토대로 하여 진성리더십이 긍정심리자본을 향상시키고 향상된 긍정심리 자본이 자기주도학습 능력과 조직유효성에 긍정적인 결과를 가져올 수 있을 것으로 판단되어 다음과 같은 가설을 설정하였다.

본 연구는 조직 구성원들이 인식한 직속상사의 진성리더십이 긍정심리자본, 자기주도학습 능력 및 조직유효성에 어떤 영향을 미치는지, 그리고 진성리더십과 자기주도학습 능력 및 조직유효성 간의 관계에 있어서 긍정심리자본이 매개역할을 수행하는지에 대해서 연구의 목적이 있다. 따라서 본 연구에서는 지금까지 살펴본 이론적 배경을 토대로 아래 <그림 1>과 같은 연구모형을 설정하였다.

본 연구에서는 연구대상을 국내 C의료․바이오그룹 구성원으로 선정하였다. 그 이유는 인간 존중에 기반한 투철한 직업윤리와 진정성이 매우 강조되어온 특성을 가지고 있으며, 국내외 글로벌 선진기업들이 미래 신수종 사업으로서 의료․바이오 분야에 대한 진출과 확장을 빠르게 가속화됨에 따라 그 어느 때보다 글로벌 경쟁이 심화되고 인적역량 향상에 대한 요구가 높아지고 있기 때문이다. 또한 국가정책 측면에서도 창조경제 실현을 위한 핵심 산업으로서 IT를 넘어 BT(Bio Technology)로 전환이 적극 추진되고 있는 상황이다. 이렇듯 새로운 변화와 도전, 그리고 성장이 활발한 분야인데 반해 해당 분야의 구성원을 대상으로 한 연구는 부족한 실정이다. 이러한 가운데 C의료․바이오그룹은 의료서비스, BT 기반 바이오산업 분야를 개척하여 국내외 시장을 선도하고 있는 종합 의료․바이오 그룹으로 국내외 의료기관, 대학교, 연구소, 바이오분야의 다양한 영역을 포괄하는 기업체들로 구성되어 있기 때문에 해당 분야를 대표하여 진성리더십의 효과성에 대한 많은 시사점을 제시해줄 수 있을 것이라는 판단 하에 연구대상으로 선정하였다.

본 연구를 위한 설문조사에 앞서 인사담당 임원 및 주요 부서장에게 연구에 대한 취지를 설명하고 협조를 받았다. 설문조사는 2013년 5월 8일부터 5월 23일까지 실시하였으며, 설문지는 총 340부를 배포하여 275부를 수거하였고, 이들 설문 중 응답 항목이 누락되어서 연구목적에 부적합하다고 판단된 9부를 제외한 266부를 최종분석에 활용하였다(유효 자료율: 78.2%).

설문에 응답한 유효 표본 집단의 구성이 어떠한 특성을 가지고 있는지 알아보기 위해 응답자들의 인구통계학적 특성을 살펴보았다. 본 연구에 참여한 연구대상자는 총 266명이며, 여성이 169명(63.5%)으로 남성 97명(36.5%)보다 높았다. 연령별로는 30대가 115명(43.2%)으로 가장 높게 나타났으며, 그 다음으로는 20대가 103명(38.7%), 40대 39명(14.7%), 50대 이상 9명(3.4%) 순이었다. 최종학력은 4년제 대졸이 149명(56.0%)으로 가장 높게 나타났고, 그 다음으로 2-3년제 대졸 66명(24.8%), 석사이상 대학원졸 50명(18.8%), 고졸이하 1명(0.4%) 순이었다. 직급은 사원급이 87명(32.7%)으로 가장 높게 나타났으며, 대리 95명(35.7%), 과장 46명(17.3%), 차장 22명(8.3%), 부장이상 16명(6.0%) 순으로 나타났다. 총 경력기간은 1년 이상 5년 이하가 97명(36.5%)으로 가장 높게 나타났으며, 그 다음으로는 6년 이상 10년 이하 84명(31.6%), 11년 이상 20년 이하 71명(26.7%), 21년 이상 14명(5.3%) 순으로 나타났다. 소속기관은 의료관련 기관이 183명(68.83%), 바이오기업이 83명(31.2%)이였으며, 직무분야는 진료지원직이 122명(45.9%)로 가장 높게 나타났으며, 그 다음으로는 행정․사무직(42.1%), 연구․개발(R&D) 32명(12%) 순으로 나타났다.

연구모형을 검증하기 위해 Avolio, Gardner, & Walumbwa(2007)의 진성리더십 질문지(Authentic Leadership Questionnaire, ALQ)를 활용한 진성리더십 측정도구와 Luthans 등(2007)이 선행 연구와 조직 상황에 맞게 개발한 긍정심리자본 척도(Psychological Capital Questionnaire, PCQ)를 활용한 긍정심리자본 측정도구를 사용하였다. 그리고 배을규, 이민영(2010)의 자기주도학습 능력 측정도구와 조직유효성을 측정하기 위해서 Curry 등(1986)이 개발한 전반적 직무만족 지표, Allen & Meyer(1990)가 개발한 조직몰입 측정 도구 중 정서적 몰입 항목을 측정도구로 사용하였다. 측정 도구의 내용타당도와 안면타당도 확보를 위해 학계 전문가 2인과 현장 전문가 1인의 검증을 거쳐 조직문화 맥락에 맞지 않거나 어색한 표현을 수정한 뒤 본 조사를 실시하였다. 다음으로 연구가설을 실증적으로 검증하기 위해 SPSS 18.0과 Amos 18.0을 이용해 다음과 같은 통계기법을 사용하였다. 첫째, 표본의 특성을 파악하기 위해 빈도 분석을 하였다. 둘째, 가설검증의 사전 단계로 측정도구에 대한 신뢰도 및 타당도 분석을 위해 내적일관성법에서 가장 보편적으로 쓰이는 Cronbach’s α 계수를 이용하고 구조방정식 모형(structural equation model)을 활용한 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 셋째, 분석모형에 따라 설정된 연구가설 검증을 위해 구조방정식 모형을 활용한 경로분석을 하였으며, 긍정심리자본의 매개효과 분석을 위해 간접효과에 대해 부트스트랩핑(bootstrapping) 분석을 적용하였다.

이 연구에서는 측정도구의 타당도를 확보하기 위해 Anderson & Gerbing(1988)이 제안한 Two Step Approach에 따라 각 변수별로 측정도구의 타당도를 검증하여 단일 차원임을 확인하고, 변수별 하위 요인을 측정 변수화하여 구조방정식 모형 분석에 사용하였다.

먼저, 진성리더십 측정도구는 총 16개 문항으로 구성되며, 하위 요인으로 관계적 투명성 5개문항, 내재화된 도덕관점 4개 문항, 균형잡힌 정보처리 3개 문항, 그리고 자아인식 4개 문항으로 구성되어 있다. 확인적 요인분석을 실시한 결과, 요인적재량(standardized regression weights)이 .50 보다 작거나 다중상관자승(squared multiple correlation) 값이 .40 이하인 문항이 나타나 이들 2개 문항을 제거하고 재분석을 실시하였다. 그 결과는 다음의 <표 1>과 같다.

모든 문항의 표준화 계수가 .566 ~ .856으로 .50 이상 이었으며, 통계적으로 유의하여(p<.001) 개념 타당성이 확보되었음을 알 수 있다. 그리고 χ²이 191.545로 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타났으나 χ²은 표본크기에 매우 민감하고 영가설이 상당히 엄격하여 모형을 평가하는데 널리 쓰이지 않으므로(홍세희, 2000), χ²검증에 전적으로 의존하여 모형을 평가하지는 않는다. 대신 모형의 적절성을 평가하기 위한 기준으로 여러 가지 적합도 지수들을 이용하는데, 모형을 제대로 평가하기 위해서는 적합도 지수가 표본 크기에 민감하게 영향을 받지 않아야 하며, 적합도 지수가 자료에 잘 부합하면서 동시에 간명한 모형을 선호해야 한다(홍세희, 2000). 따라서 본 연구에서는 모형의 적합도를 χ²와 함께 RMR, GFI, IFI, CFA, 그리고 RMSEA 지수를 함께 고려하여 종합적으로 판단하는 것이 바람직하다.

다양한 모형 적합도 지수를 살펴본 결과, RMR= .038, GFI= .900, IFI= .944, CFI= .944, RMSEA= .080*으로 적합도 권장 기준에 부합하는 것으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, 전체 신뢰도 .934, 관계적 투명성 .835, 내재화된 도덕관점 .731, 균형잡힌 정보처리 .813, 자아인식 .848로 나타나 진성리더십 측정도구는 단일 차원으로 구성되어 있음을 알 수 있다. 그리고 수렴 타당성 확보를 위해 개념 신뢰도와 분산추출지수를 분석한 결과 모두 개념 신뢰도 측정을 위해 제시된 기준인 .70을 넘었고 분산추출지수 값 또한 .50을 상회하고 있는 것으로 나타났다.

다음으로 긍정심리자본 측정도구는 총 24개 문항으로 구성되며, 하위 요인으로 자기효능감 6개 문항, 희망 6개 문항, 복원력 6개 문항, 낙관주의 6개 문항으로 구성되어 있다. 확인적 요인분석을 실시한 결과, 요인적재량이 .50 보다 작거나 다중상관자승 값이 .40 이하인 문항이 나타나 이들 3개 문항을 제거하고 재분석을 실시하였다. 그 결과는 다음의 <표 2>와 같다.

모든 문항의 표준화 계수가 .593 ~ .847로 .50 이상 이었으며, 통계적으로 유의하였다(p<.001). 그리고 다양한 모형 적합도 지수를 살펴본 결과, RMR= .027, GFI= .874, IFI= .928, CFI= .927, RMSEA= .068로 전반적으로 수용 가능한 수준으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, 전체 신뢰도 .942, 자기효능감 .890, 희망 .849, 복원력 .818, 낙관주의 .820으로 나타나 긍정심리자본 측정도구는 단일 차원으로 구성되어 있음을 알 수 있다. 그리고 개념 신뢰도와 분산추출지수를 분석한 결과, 각각 제시된 기준을 상회하여 수렴 타당성이 확보되었다.

자기주도학습 능력 측정도구는 학습과정관리, 학습결과평가, 학습동기, 자아개념, 학습활동의 지속성, 학습자원 이용․관리, 학습환경 조성의 7개 요인으로 구성되어 있으며, 각각의 요인은 3개의 문항으로 구성되어 있다. 확인적 요인분석을 실시한 결과, 요인적재량이 .50 보다 작거나 다중상관자승 값이 .40 이하인 문항이 나타나 이들 3개 문항을 제거하고 재분석을 실시하였다. 그 결과는 다음의 <표 3>과 같다.

모든 문항의 표준화 계수가 .698 ~ .921로 .50 이상 이었으며, 통계적으로 유의하였다(p<.001). 그리고 다양한 모형 적합도 지수를 살펴본 결과, RMR= .019, GFI= .921, IFI= .969, CFI= .968, RMSEA= .051으로 적합도 권장 기준에 부합하는 것으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, 전체 신뢰도 .928, 학습과정 관리 .791, 학습결과 평가 .744, 학습동기 .812, 자아개념 .815, 학습활동의 지속성 .790, 학습자원 이용/관리 .826, 학습환경 조성 .783으로 나타나 자기주도학습 능력 측정도구는 단일 차원으로 구성되어 있음을 알 수 있다. 그리고 개념 신뢰도와 분산 추출지수를 분석한 결과, 모두 제시된 기준을 상회하여 내적 일관성 및 수렴 타당성이 확보되었다.

마지막으로 조직유효성은 조직몰입 8개 문항, 직무만족 5개 문항으로 구성되어 있다. 확인적요인분석을 실시한 결과, 요인적재량이 .50 보다 작거나 다중상관자승 값이 .40 이하인 문항이 나타나 이들 2개 문항을 제거하고 재분석을 실시하였다. 그 결과는 다음의 <표 4>와 같다.

검증 결과 모든 문항의 표준화 계수가 .50 이상으로 나타났고(.676~.839), 통계적으로 유의하여(p<.001) 개념 타당성이 확보되었음을 알 수 있다. 그리고 다양한 모형 적합도 지수를 살펴본 결과 RMR= .026, GFI= .933, IFI= .964, CFI= .964, RMSEA= .075로 적합도 권장 기준에 부합하는 것으로 나타났다. 신뢰도 분석 결과, 전체 신뢰도 .926, 조직몰입 .884, 직무만족 .898로 나타나 조직유효성 측정도구는 단일 차원으로 구성되어 있음을 알 수 있다. 또한 모든 잠재변수의 개념 신뢰도가 .70 이상, 분산추출지수가 .50 이상으로 나타나 수렴 타당성이 확보되었다.

*본 연구에서 모형 적합도를 판단하는 기준으로 χ2/DF 3 이하, RMR 0.05 이하, GFI, IFI, CFI 0.9 이상, RMSEA 0.08 이하로 설정하였다(김계수, 2007; 배병렬, 2011).

가설 검증에 앞서, 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation)에 의한 확인적 요인분석을 실시하여 측정변수들이 적절하게 잠재변수를 측정하는지 확인하고자 전체 측정모형을 검증하였다. Anderson & Gerbing(1988)이 제안한 Two Step Approach에 따라 앞서 타당화를 확보한 각 변수들을 측정하는 도구들의 하위 변수를 측정변수화하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 분석 결과, 자기주도학습 능력 변수의 환경조성 요인이 주어진 요인적재량 기준 .50에 미치지 못해 이를 제거하고 재분석을 실시하였고, 그 결과는 <표 5>와 같다.

분석결과 모형의 적합도를 살펴보면, 각 적합도 지수는 χ²= 168.482(p<.001), RMR= .014, GFI= .927, IFI= .977, CFI= .977, RMSEA= .052로 나타나, 표본 수에 큰 영향을 받는 χ²을 제외한 주요 적합도 지수가 기준을 충족하는 것으로 확인되었다. 또한, 측정변수가 각 요인을 타당하게 측정하는지를 나타내는 표준 요인적재량을 검토한 결과에서도, 진성리더십, 긍정심리자본, 자기주도학습 능력 및 조직유효성의 하위 요인의 적재량을 나타내는 표준화 계수가 .681 ~ .905로 나타나 적합 기준인 .50 이상을 충족하였으며, 모든 계수가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(p<.001). 또한 모든 잠재 변수의 개념 신뢰도가 .70 이상, 분산추출지수가 .50 이상으로 나타나 수렴 타당성이 확보되었다. 한편, 표준오차가 2.5를 초과하면, 모형을 식별(identification)하는 데에 문제가 있으나(김계수, 2007), 측정변수들의 표준 요인적재량의 표준오차는 .05에서 .86의 범위를 갖는 것으로 나타나, 측정변수들을 구조방정식에 활용하는데 문제가 없음을 확인하였다.

구조방정식 모형에 대한 분석을 실시하기에 앞서 4개의 잠재변수들을 대상으로 기술통계분석과 Pearson 적률상관계수의 산출을 통한 상관관계분석을 실시하였다. 본 연구에서 설정된 변수의 기술통계와 상관관계는 <표 6>에 제시되어 있으며, 모든 변수는 5점 척도로 측정하였다. 먼저 구조방정식 모형을 활용하기 위해서는 수집된 자료의 정규성이 검증되어야 하므로 측정도구 타당화를 통해 검증된 데이터의 정규성을 검토하였다. 일반적으로 다변량 정규성은 단변량 정규성 검토를 통해 가능한데, 이 때 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 이용한다. 분석결과, 왜도는 -.201 ~ .194, 첨도는 -.057 ~ .229로 나타나 모든 측정변수는 왜도 3.0 이하, 첨도, 7.0 이하의 기준을 충족하여 단변량 정규분포 가정을 통과하였고 이러한 기준은 다변량 정규분포의 조건을 충족한다고 볼 수 있다(문수백, 2009).

다음으로 진성리더십, 긍정심리자본, 자기주도학습 능력, 조직유효성에 대한 인식 수준과 잠재변수들 간 유의미한 상관관계가 성립하는지를 살펴보기 위해 기술통계 및 Pearson 적률 상관 분석을 실시하였다. 각 변수의 인식 수준을 살펴보면 자기주도학습 능력(3.79)이 측정된 변수들 중에서 가장 높은 값을 갖는 것으로 나타났으며, 긍정심리자본(3.67), 조직유효성(3.55), 진성리더십(3.49) 순으로 나타나 모든 변수는 비교적 긍정적으로 나타났다. 그리고 상관관계 분석 결과를 살펴보면 변수들 사이에는 모두 통계적으로 유의미한 상관관계가 존재하는 것으로 확인되었다. 진성리더십은 긍정심리자본(r= .483, p<.01), 자기주도학습 능력(r= .500, p<.01), 그리고 조직유효성(r= .549, p<.01)과 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 긍정심리자본은 자기주도학습 능력(r= .794, p<.01), 조직유효성(r= .689, p<.01)과 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났으며, 자기주도학습 능력은 조직유효성(r= .588, p<.01)과 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 이를 통해 모든 변수들이 상호 유의미한 정(+)의 상관관계를 가지고 있음을 알 수 있다.

문수백(2009)은 구조방정식 모형 분석에서 잠재변수 간 상관관계의 수가 .85를 상회하면 불안정한 값을 보일 수 있다고 언급하고 있는데, 본 연구에서는 상관계수가 .48 ≦ r ≦ .79로 나타나 다중공선성에 문제가 없는 것으로 보여 졌다. 하지만 변수 간 상관관계가 다소 높은 수준이기 때문에 다중공선성을 파악하기 위해 각 변수를 대상으로 공차(Tolerance)와 VIF(Variance Inflation Factor) 지수를 분석하였다. 분석 결과, 모든 독립변수에서 공차한계 값은 0.1 이상이고, VIF 값은 10 이하로 나타나 다중공선성의 문제는 없는 것으로 판단하고 분석에 활용하였다.

본 연구에 설정된 연구가설의 검증을 위하여 구조방정식 모형을 분석한 결과는 <표 7>과 <표 8>에 제시되어 있다. 한편 이 연구는 자기보고식 설문 기법을 활용하여 동일한 시점에 독립 변수, 매개 변수, 종속 변수를 측정하였다는 점에서 동일방법편의(common method bias)의 문제가 발생할 수 있는 여지가 있다. 따라서 연구가설의 검증 전에 동일방법편의에 의한 오류 가능성을 확인하기 위해 통계적 사후 해결방법으로 활용되고 있는 Harman(1976)의 단일 요인검증(single factor test)을 실시하였다. Harman(1976)에 따르면, 단일 요인 검증 모형이 연구모형보다 좋지 않은 적합도 지수를 보이면 동일방법편의가 심각하게 발생하고 있지 않다는 것을 의미한다(Podsakoff et al., 2003). 모든 측정 변수의 상위 개념으로 1개의 잠재 변수를 설정하고 확인적 요인분석을 실시한 결과 모든 적합도 지수가 측정모형의 적합도 지수보다 좋지 않은 것으로 나타났다(χ²= 836.800, df= 104, RMR= .053, GFI= .660, IFI= .757, CFI= .756, RMSEA= .163). 따라서 동일방법편의에 의한 문제가 연구결과에 심각한 영향을 미치지 않는다고 판단할 수 있다.

다음으로 가설검증을 위해 본 연구에 사용된 데이터가 제시된 연구모형과 얼마나 일치하는지를 살펴보기 위해 전체 연구모형의 적합도 검증을 실시하였으며 연구모형의 우수성을 판단하기 위하여 대안모형과의 적합도를 비교하고 카이자승 차이 검증을 실시하였다. 그 결과는 <표 7>에 제시되어 있다. 분석 결과, 이론적 모형의 χ² 값은 171.022로 통계적으로 유의하여 다른 적합도 지수를 살펴본 결과 RMR= .014, GFI= .927, IFI=.976, CFI= .976, RMSEA= .052로 나타나 적함성 판단기준을 충족시키는 것으로 나타났다. 그러나 본 연구에서 제시한 연구모형보다 더 우수한 모형이 존재할 수 있다. 따라서 최적의 모형인지를 판단하기 위해서 대안모형을 설정하여 연구모형과 비교하였다.

본 연구에서는 2가지 대안모형을 제시하고 연속적인 카이자승 차이분석을 통해 연구모형과 비교하였다. 대안모형 2개 모두 내포된(nested) 모형이므로 카이자승 차이분석이 적용가능하다. 첫 번째 모형(대안모형 1)은 연구모형에 포함된 ‘진성리더십 → 자기주도학습 능력’으로의 경로가 삭제된 모형으로 진성리더십과 자기주도학습 능력의 관계에서 완전매개효과가 있는지를 확인하는 모형이다. 분석 결과, 연구모형과 대안모형의 자유도 차이는 1이고, χ² 값의 차이는 5.36으로 p<.05 수준에서 임계치인 3.841을 초과하여 통계적으로 유의한 것으로 판단할 수 있으며, 연구모형이 대안모형 1보다 수집된 자료에 더욱 적합한 것으로 나타났다.

두 번째 모형(대안모형 2)은 이론모형에 포함된 ‘진성리더십 → 조직유효성’이 삭제된 모형으로 진성리더십과 조직유효성의 관계에서 완전매개 효과가 있는지를 확인하는 모형이다. 분석 결과, 이론모형과 대안모형의 자유도 차이는 1이고, χ² 값의 차이는 22.608로 p<.05 수준에서 임계치인 3.841을 초과하여 통계적으로 유의한 것으로 판단 할 수 있으며, 연구모형이 대안모형 2보다 수집된 자료에 더욱 적합한 것으로 나타났다.

이상의 검증을 통해 연구모형이 다른 대안모형들보다 유의하고 좋은 카이자승 값을 가지고 있음이 확인되었고, 모형적합도 비교에 있어서도 전반적인 적합도 지수가 우수하여 최적의 모형으로 선택되었다. 이에 진성리더십과 자기주도학습 능력, 조직유효성의 관계에 있어 긍정심리자본의 부분매개 작용을 가정한 연구모형에 근거하여 가설검증을 실시하였다. 가설검증은 주효과 가설과 매개효과 가설로 구분하였다. <표 8>에 제시된 바와 같이 주효과 가설 Ⅰ은 진성리더십이 자기주도학습 능력에 직접 영향을 미칠 것으로 보았다. 검증 결과 표준화 경로계수는 유의수준 p<.05에서 .118로 유의한 결과를 보이고 있어 가설 Ⅰ은 채택되었다. 가설 Ⅱ는 진성리더십이 조직유효성에 직접 영향을 미칠 것으로 보았다. 검증 결과 표준화 경로계수는 유의수준 p<.001에서 .286으로 유의한 결과를 보이고 있어 가설 Ⅱ도 채택되었다.

매개효과 가설은 부트스트랩핑을 통한 간접효과 유의도 분석을 통해 확인하였는데, 그 결과는 <표 9>에 제시되어 있다. 이 방법은 신뢰구간을 이용하여 검증하는 방법으로 사례수와 동일한 크기의 표본을 반복 추출하여 이들 표본에서 매개효과의 회귀계수와 표준오차를 구한 뒤 회귀계수의 분포에서 유의수준 95%의 신뢰구간을 확인하여 이 구간이 0의 값을 포함하는지 여부를 통해 매개효과의 통계적 유의도를 검증한다. 매개효과에 대한 판단은 독립변수가 종속변수에 대하여 간접효과가 유의하게 나오면 매개효과가 있는 것으로 판단한다. 그리고 독립변수와 종속변수 간의 직접효과는 유의하지 않고 간접효과만 유의하게 나타나면 완전매개이고, 직접효과와 간접효과가 동시에 유의하면 부분매개이다(배병렬, 2011).

먼저 진성리더십이 자기주도학습 능력에 미치는 영향관계에서 긍정심리자본의 매개효과를 살펴보면, 진성리더십이 긍정심리자본에 미치는 직접효과는 .532으로 나타났으며(p<.001), 자기주도학습 능력에 미치는 직접효과는 .118(p<.05), 간접효과는 .429(p<.01), 총 효과는 .547(p<.01)으로 나타났다. 또한 긍정심리자본이 자기주도학습 능력에 미치는 직접효과는 .805으로 나타났다(p<.001). 따라서 진성리더십과 자기주도학습 능력은 긍정심리자본을 통해 부분매개되기 때문에 가설 Ⅲ은 채택되었다. 다음으로 진성리더십이 조직유효성에 미치는 영향관계에서 긍정심리자본의 매개효과를 살펴보면, 진성리더십이 긍정심리자본에 미치는 직접효과는 .532으로 나타났으며(p<.001), 조직유효성에 미치는 직접효과는 .286(p<.001), 간접효과는 .340, 총 효과는 .627로 나타났다(p<.01). 아울러 긍정심리자본이 조직유효성에 미치는 직접효과는 .639으로 나타났다(p<.001). 따라서 진성리더십과 조직유효성은 긍정심리자본을 통해 부분매개되기 때문에 가설 Ⅳ도 채택되었다.

이러한 결과는 진성리더십이 자기주도학습 능력과 조직유효성에 각각 직접적인 영향을 미치기도 하지만, 긍정심리자본을 매개로 자기주도학습 능력과 조직유효성에 간접적인 영향을 미치고 있음을 보여주는 것이다. 즉, 긍정심리자본은 진성리더십과 자기주도학습 능력 및 조직유효성의 관계를 부분적으로 매개한다고 할 수 있다. 본 연구의 가설검증을 위한 분석결과의 요약은 <그림 2>와 같다.

최근 급변하는 경영환경의 변화에 따라 기업에서 요구되는 리더십 또한 변화하고 있다(송영수, 2011). 이에 본 연구는 최근 리더십 분야에서 새롭게 대두되고 있는 진정리더십에 대해 실증분석을 실시하였고, 이를 통해 리더의 진성리더십이 자기주도학습 능력 및 조직유효성에 미치는 영향력과 이들 간의 관계에 있어서 긍정심리자본의 매개효과를 밝히고자 하였다. 또한 이 연구 결과를 바탕으로 진성리더십 개발, 긍정심리자본, 자기주도학습 능력, 조직유효성 향상 방안을 위한 이론적 논의를 제공하고 실천적 시사점을 모색하고자 하였다. 이를 위해 Anderson & Gerbing(1988)이 제안한 Two Step Approach에 따라 각 변수별로 측정도구의 타당도를 검증하여 단일 차원임을 확인하고, 변수별 하위 요인을 측정 변수화하여 구조방정식 모형분석에 사용하였다. 이와 같은 분석절차를 거쳐 얻은 연구결과와 시사점은 다음과 같다.

첫째, 진성리더십과 자기주도학습 능력의 관계를 통해 구성원이 인식한 리더의 진성리더십은 자기주도학습 능력에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자신의 참된 존재 이유를 찾아 학습하고 성장해가는 과정에 지속적으로 몰입하는 진성리더십을 갖춘 리더는 구성원들로 하여금 자기주도학습을 통해 자신을 개발해 나가고자 하는 성장의 욕구와 능력을 증진시킬 수 있다는 점을 확인하였다. 이러한 결과는 유아교육기관장의 진성리더십이 교사들의 자기주도학습 능력에 긍정적인 영향을 미친다는 김대영, 배을규, 한미자(2013)의 연구와도 일치한다. 리더의 명령과 지시가 없어도 자율과 창의에 의해 스스로 움직이는 조직은 기업들이 원하는 가장 이상적인 모습 중 하나이다. 구성원 한 명 한 명이 주도성을 가지고 업무에 임하며 성장을 위한 지속적인 학습을 추진해 나갈 때 고객에게 보다 나은 가치를 제공하고, 위기상황에서도 결속력을 발휘하여 이를 극복할 수 있다. 따라서 리더와 구성원의 행동 변화를 유도하기 위해 단기적 업무과제해결과 성과달성에 초점을 두는 스킬, 행동 중심의 리더십 교육이 아닌 리더 자신에 대한 자기 인식, 구성원과의 관계에 대한 성찰을 통해 올바른 성장 방향을 모색하고, 지속적으로 진정한 리더로서의 자질을 개발해나갈 수 있는 존재론적 리더십 교육이 필요하다는 점에서(McCall, 1998) 기업의 HRD를 실천하는 HRD 담당자에게 시사하는 바가 크다. 이러한 측면에서 보았을 때 진성리더십은 다른 리더십들의 근원적 문제를 다룬다는 점에서 리더십 스킬과 그 스킬을 통해 창출된 단기성과 지향 위주의 리더십 교육을 개개인의 진정성을 키우고 자기인식을 통해 스스로 필요한 자질을 찾아 지속적으로 개발시킬 수 있는 훈련프로그램으로 점차 전환해 나가는 것이 중요하다(정예지, 김문주, 2013).

둘째, 진성리더십은 구성원의 조직유효성을 향상시킬 수 있다는 것을 확인하였다. 구성원의 마음과 행동을 움직이게 하는 힘은 빈번하게 접하는 리더의 생각, 태도, 행동들을 관찰하고 성찰하는 데서 나오며, 리더의 리더십에 대한 긍정적인 인식은 구성원의 자발적이고 의욕적인 행동을 불러일으키게 된다. 리더가 자신의 에고를 넘어 더 큰 존재와 관련된 목표와 가치를 추구할 때 이를 바라보는 부하들은 일의 의미(meaning of work)감과 목적의식에 영향을 받을 가능성이 높으며(김창호, 심원술, 2012), 리더의 진정성은 구성원들로 하여금 자신의 직무 수행을 통해 얻게 되는 즐거움, 만족과 성취 수준을 높여주고 조직에 대한 강한 애착으로 이어지게 할 수 있다. 이러한 결과는 최근의 국내 연구들(정예지, 이수정, 김문주, 2012; 최우재, 조윤형, 2013; 홍성화, 최은수, 2011)에서 나타난 바와 같이 진성리더십은 개인과 팀의 성과에 긍정적인 영향을 미친다는 점을 지지한다. 또한 리더의 진성리더십 행동이 조직 구성원의 진성 팔로워십을 촉진하여 결과적으로 조직몰입, 조직시민행동 등 조직 효과성을 증진시킨다는 ‘진성리더십의 이론적 모형’(윤정구 외, 2011)을 실증적으로 확인할 수 있었다. 상시 위기의 상황속에서 기업들은 조직의 장기 성장잠재력 보다는 단기성과에 집중하고, 과정보다는 결과에 더욱 집착하는 경향이 강하다. 장기적인 측면에서 질적인 경영성과와 구성원들이 자신의 직무와 조직에 대해 긍정적인 태도와 행동을 형성하고 지속적으로 몰입할 수 있도록 하는 리더의 역할은 매우 중요하다. 이러한 관점에서 진성리더십은 시대적 흐름에 부합되는 새로운 리더십으로 인식될 수 있으며, 나아가 개인차원의 긍정적 영향력을 넘어 조직 전체의 성과에도 직접적으로 기여할 수 있도록 하는 조직차원의 접근도 필요할 것이다.

셋째, 긍정심리자본은 진성리더십과 구성원의 자기주도학습 능력, 조직유효성을 부분 매개하는 것으로 나타났다. 진성리더십은 다른 긍정적 리더십 이론들의 뿌리개념으로써(Avolio et al., 2004) 구성원에게 자기효능감, 낙관주의, 희망, 복원력과 같은 긍정적인 심리 상태를 이끌어 낼수 있다(Gardner et al., 2005). 또한 Avolio 등(2004)이 주장한 바와 같이 진성리더십은 긍정심리자본을 강화시키며, 진정추구 리더는 자신의 동료와 부하직원의 성공적인 업무 실행과 성과를 통해 이들 자신의 긍정심리자본을 구축할 수 있는 기회를 제공할 수 있다고 점을 확인하였다. 또한 이러한 긍정심리자본은 선행연구에서 살펴본 바와 같이 구성원의 조직몰입, 직무만족과 같은 조직유효성에 긍정적 영향을 미친다는 점을 검증하였다. 특히 긍정심리자본이 자기주도학습 능력에 긍정적 영향을 미친다는 것은 박시남, 최은수, 배귀희 (2012)의 연구에서 확인된 진성리더십이 긍정심리자본을 매개로 자기주도학습 능력에 간접적인 영향을 미친다는 결과와 관련이 깊다. 리더의 진정성을 통해 긍정적인 자기인식을 도모하고 학습의 즐거움과 자기발전을 위한 성취지향성을 갖는다면 자기주도학습이 촉진되고, 조직유효성이 향상됨으로써 개인과 조직의 성과로 연결될 것이다. 긍정심리자본은 자기효능감, 희망, 낙관주의, 복원력이라는 4가지 상태적인(state-like)인 특성들을 지닌 변수들의 상위요인으로서 변화와 개발이 가능한 긍정적인 심리적 자원이라는 점에서(최용득, 이동섭, 2011), 리더의 진성리더십 뿐만 아니라 조직의 HRD 측면에서의 노력도 중요하다. 구성원의 긍정심리자본을 지속적으로 개발․관리하고, 이들이 가지고 있는 강점과 잠재역량을 향상시킬 수 있는 다양한 프로그램과 개입활동에 대한 심층적인 연구와 적극적인 실행이 필요하다.

본 연구는 진성리더십의 특성을 규정하고 구성개념과 정의를 살펴보는 것을 넘어 진성리더십이 어떠한 경로로 구성원들의 태도와 행동, 그리고 성과에 영향을 미치는지 규명하기 위해 진성리더십과 긍정심리자본, 자기주도학습 능력 및 조직유효성 간의 관계를 실증적으로 분석함으로써 이론적, 실무적 차원에서 여러 가지 시사점들을 제시하였다는 데 의의가 있다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 제한점을 가지고 있다.

첫째, 본 연구에서 사용된 진성리더십, 긍정심리자본, 자기주도학습 능력, 조직유효성에 관한 변수들이 동일인의 자기보고식 설문응답으로 측정되었다. 통계적 사후 해결방법으로 활용되고 있는 Harman(1976)의 단일 요인 검증을 통해 동일방법편의의 문제가 발생하지 않았음을 확인하였으나 향후에는 다양한 사전 연구설계와 측정방법을 통해 보완하는 것이 바람직하다. 국내에서는 동일방법편의의 원인으로 동일한 응답원천에만 주목하는 경향이 있지만 이 외에도 다양한 원인들과 실증연구에서의 제약조건들이 있을 수 있기 때문에 세심한 점검이 필요하다.

둘째, 개인과 조직의 성과 및 효과성 요인뿐만 아니라 일터학습과 관련된 다양한 실증적 연구가 요구된다. 본 연구에서 종속변수로 설정된 자기주도학습 능력뿐만 아니라 학습조직, 무형식학습, 학습전이 등의 다양한 변수들과의 관계를 탐색하는 활발한 연구가 이루어진다면 HRD분야에 보다 의미 있는 시사점을 제시할 수 있을 것이다.

셋째, 본 연구는 국내 의료․바이오기업의 구성원을 연구대상으로 설정하며 C의료․바이오그룹을 대상으로 하였는데, 해당 조직 구성원들을 대상으로 이론모형의 적용가능성을 실증적으로 검증하였지만 다양한 특성을 지닌 조직들이 표본에 포함되지 않았기 때문에 결과의 해석과 전체 업종에 대한 일반화의 가능성에 대해 주의를 기울일 필요가 있다. 따라서 표본의 대표성을 확보하고, 연구결과의 일반화를 위해서는 보다 다양한 조직들의 구성원을 대상으로 한 심층적이고 균형 잡힌 연구가 추가적으로 이루어질 필요가 있다고 여겨진다.