최근 들어 조직공정성 이슈는 중요성이 더욱 커지고 있다. 개인이 조직으로부터 제공받는 결과물(보상 등)의 크기, 분배하는 기준 및 절차의 공정성, 그리고 의사결정자의 공정한 처리가 조직구성원들의 조직에 대한 태도 및 행동에 중요한 영향을 미치는 요인이기 때문이다(문형구·최병권·고 욱, 2009). 조직공정성은 조직구성원들이 업무를 수행함에 있어 조직으로부터 공정한 대우를 받고 있는가의 문제와 더불어 공정한 대우가 직무와 관련된 조직구성원들의 태도, 행동에 어떠한 영향을 미치는가를 설명하는 개념이다(Greenberg, 1990).

조직공정성을 설명하는 이론은 자기이익이론(self-interest theory), 그룹가치모형(group value model), 귀인이론(attribution theory), 준거인지이론(referent cognitive theory)으로 설명할 수 있으며(Brockner & Wiesenfeld, 1996), 내용이론과 과정이론으로 설명(Cropanzano, Byrne, Bobocel & Rupp, 2001a) 할 수 있다. 이러한 이론적 기반을 바탕으로 조직공정성은 직무수행과 성과예측에 중요한 역할(Cropanzano & Schminke, 2001)을 할 뿐만 아니라 조직에서 인정받고자 하는 욕구, 소속에 대한 욕구(Lind & Tyler, 1988)의 증가 등 개인이 필요로 하는 욕구를 충족시키기도 하고(Cropanzano et al., 2001a) 자신이 속한 조직의 동료들과 협업하여 효율적 업무처리를 위한 동기부여(Lind, 2001)를 유도하는 등 조직과 개인에 여러 긍정적인 결과를 주는 중요한 선행요소이다.

국내에서도 조직공정성의 중요성에 주목하여 많은 연구들이 수행되었는데 특히 조직공정성과 여러 결과변수와의 관계 그리고 조직공정성 유형간 영향에 대한 비교 연구, 조직공정성의 매개 또는 조절역할 수행에 관한 연구 등이 수행되었다(문형구 등, 2009). 조직공정성은 분배공정성, 절차공정성, 상호작용공정성으로 구분될 수 있는데(Colquitt, 2001; Colquitt & Rodell, 2011) 분배공정성은 보상과 같은 자원 배분에 대한 공정성 인식의 정도를 말하며, 절차공정성은 의사결정의 절차에 대한 공정성 인식을 말한다. 상호작용공정성은 방법, 절차에 따른 의사결정과정에서 받는 처우의 공정성 인식을 말한다.

본 연구는 상호작용공정성에 초점을 두고자 한다. 조직의 위계적 구조와 의사결정 절차가 비교적 엄격하게 정해져 있어 공정성의 판단이 조직구성원들 또는 상사와의 관계와 같이 대인관계에 의존하는 우리나라 상황을 가장 잘 반영(이수지·김유진·손영우, 2007)하고 있다고 판단하였기 때문이다. 국내 조직공정성 연구는 대부분 그룹가치 모형에 의해 설명된다(문형구 등, 2009). 그 이유는 우리나라 기업의 조직구성원들은 집단 속에서 자아의 가치와 정체성을 찾는 관계적 인간관을 추구하는 경향이 있기 때문이다. 결국 개인들은 다양한 사회적 집단들과 관계를 형성하기 때문에 대인관계 차원의 중요성이 반영되어야 하므로 상호작용공정성 연구가 필요하다는 것을 알 수 있다.

상호작용공정성은 조직구성원들의 긍정적 태도, 행동을 형성하는 중요한 요소로서 국내 상호작용공정성 연구는 크게 3가지 차원에서 이루어졌는데 상호작용공정성과 결과변수와의 관계의 규명, 상호작용공정성의 매개, 또는 조절역할 규명 그리고 상호작용공정성과 결과변수와의 관계에서 어떠한 변수가 매개 또는 조절변수의 역할을 수행하는 가를 규명하는 연구로 이루어졌다. 국내 여러 상호작용공정성 연구들은 무척 의미를 갖고 있으며 이론적, 실증적으로 발전해 왔지만 크게 2가지 한계점이 존재한다.

첫째, 상호작용공정성과 주요 결과변수와의 관계에서 봤을 때 혁신행동과의 관련성을 충분히 살펴보지 못하였다는 점이다. 비록 몇몇 연구들에서 상호작용공정성과 혁신행동 등 조직변화, 혁신과 관련된 태도, 행동과의 관련성을 살펴보고 있지만(김동주·김영목·황승배·김영환, 2012; 김동환·양인덕, 2009; 송정수·양필석, 2008; 윤대혁·정순태, 2006) 그 수가 충분한 검증이 이루어졌다고 볼 수 없어 연구의 축적이 필요하다. 조직의 성장과 발전을 위해 변화를 추구함에 있어서 조직구성원들의 혁신행동은 의미가 무척 크다. 조직은 급격한 환경변화에 대응하기 위하여 조직변화를 추구한다. 그러나 성공적인 결과를 얻지 못하는 경우가 많다. 이는 구조적, 시스템적 문제 보다는 조직구성원들이 조직이 추진하는 혁신과 변화를 어떻게 인식하고 수용하며 실천하고 있는가에 성패가 달려있기 때문이다(김정진·박경규, 2008). 결국 조직구성원들의 혁신행동이 이루어져야만 의미가 있다는 것을 알 수 있다.

둘째, 상호작용공정성 발휘의 조건, 상황에 대한 규명이 부족하다는 점이다. 공정성은 어떠한 조건이나 상황에 상관없이 언제나 추구되는 것은 좋은 것이 아니라는 지적(이수지 등, 2007)이 있으므로 상호작용공정성이 결과변수에 미치는 영향력을 조절하는 변수의 규명은 중요한 의미를 갖는다. 조직공정성 연구에 있어서 조절변수의 규명은 공정성 효과의 경계조건 이해를 위해 필요하다(Cropanzano, Rupp, Mohler & Schminke, 2001b). 이를 기반으로 몇몇 국내 연구들은 주요한 조절변수를 살펴보고 있는데 팀 탄력성(오원경·김민수·권나영·신경식, 2013), 조직지원 인식과 LMX(허찬영·박정도, 2012) 등을 제시하고 있다. 본 연구에서는 조직비전 인식의 조절효과를 살펴보고자 한다.

조직비전 인식은 여러 결과변수들에 직접적인 긍정적 영향력을 보인다는 결과를 제시하고 있다. 조직구성원들이 조직비전을 공유하거나 만족할 때 그리고 전파노력, 비전 커뮤니케이션 등을 통해 긍정적인 업무태도가 형성되고 성과향상이 이루어지며(김기근·문 명·조윤형, 2013; 류성민·권정숙, 2009; 조영호·서형도·이혜숙, 2009; Baum, Locke & Kirkpatrick, 1998; Dvir, Kass & Shamir, 2004; Pearce & Ensley, 2004; Testa, 1999) 상호존중을 하고 서로 도와주며 지원하도록 하거나(Wong, Tjosvold & Liu, 2009) 조직시민행동을 향상시키기도 한다(조윤형·최우재, 2011). 무엇보다 비전자체가 명료하다고 인식할 경우에 변화성과에도 긍정적인 영향력을 보이게 된다(김기근 등, 2013; 이병주·장재윤, 2011; 진소진·조윤형, 2012; Choi, 2007). 이와 같이 조직구성원들과의 혁신행동과의 관련성이 있는 조직비전 인식이 높은 경우에는 상호작용공정성이 혁신행동에 미치는 긍정적 영향력은 더욱 강화될 것이다.

기존 연구들에서 절차공정성, 신뢰 그리고 조직의 지원이 조직시민행동을 촉진하도록 하기 위해서는 조직비전이 조직구성원들에게 공유될 때 가능하다는 지적(박성훈·김동준, 2011)이 있다. 또한 조직전략 몰입이 조직구성원들의 직무와 조직에 대한 태도에 미치는 영향력에서 비전명료성의 조절역할(Oswald, Mossholder & Harris, 1994)을 제시하고 있으며 국내 여러 연구에서도 비전정립, 명료성 인식 등 조직비전 인식이 조절역할을 수행한다는 결과를 제시하고 있다(조윤형·최우재, 2011; 진소진·조윤형, 2012; 최우재·조윤형, 2014 등).

결국 의사결정의 절차실행과 결과의 결정과정에서 공정하게 대하며 절차나 의사소통에 대한 정보의 분배가 공정하다는 상호작용공정성의 영향력은 조직이 추구하는 비전에 대해 조직구성원들이 이를 인식하고 공감이 이루어졌을 경우에 더욱 크게 나타날 수 있을 것이다. 비전의 의미는 국지적 관점이 아닌 전체 조직관점에서 관점에서 의미가 있으며 조직이 추구하는 미래에 대해 조직구성원들이 어떻게 행동해야 하는지에 대한 신념을 조직구성원들에게 주므로(Strange & Mumford, 2005) 의사결정 과정에서 자신을 공정하게 대하게 되면 혁신행동을 더욱 촉진할 수 있다는 것이다.

결국 본 연구의 목적은 기존 상호작용공정성 연구가 조직이 추구하는 혁신에 중요한 성공요인인 조직구성원들의 혁신행동과의 관련성을 충분히 살펴보지 못하고 있으므로 혁신행동과의 관련성을 살펴보고자 한다. 또한 조직비전의 경우 혁신행동과의 관련성이 높으며 주요 연구에서 조직비전이 조절변수로서의 역할을 수행한다는 것을 반영하여 상호작용공정성이 혁신행동에 미치는 영향력에 있어서 조직비전 인식이 상황적 요소로서 이들 사이의 관계를 조절한다는 것을 규명하는 것을 목적으로 하고 있다.

조직공정성 연구자들은 상호작용공정성이 절차공정성과 구분되는 요소인지 아니면 절차공정성의 하위영역인지에 대하여 여러 주장들을 전개해 왔다(Colquitt, Conlon, Wesson, Porter & Ng, 2001). 몇몇 연구자들은 상호작용공정성이 절차공정성의 하위 구성 요인으로(Lind & Tyler, 1988; Tyler & Bies, 1990; Tyler & Blader, 2002; Tyler & Lind, 1992) 절차공정성의 경우 의사결정의 절차 등 구조적 요소와 의사결정 과정에서 상호관계요소 모두를 포함(Lind & Tyler, 1988) 한다고 보았다. 그러나 여러 조직공정성 구성개념에 대한 연구결과들을 통해 조직공정성을 분배공정성, 절차공정성, 상호작용공정성으로 구분하는 데 있어서 학자들 간에 어느 정도는 의견이 일치되고 있다.

상호작용공정성은 대인관계공정성과 정보적공정성으로 구분할 수 있는데 조직공정성을 분배공정성, 절차공정성, 대인관계공정성, 정보적공정성으로 구분할 수 있는가에 대해서는 판단하기 이르다는 지적(문형구 등, 2009)도 존재하지만 조직공정성은 분배공정성, 절차공정성, 대인관계공정성, 정보적공정성으로 나누는 것이 타당하다고 볼 수 있다(Colquitt, 2001; Colquitt et al., 2001; Colquitt & Rodell, 2011; Judge & Colquitt, 2004). 왜냐하면 절차의 구조적 측면과 절차를 집행하는 과정에서 발생하는 상호관계의 질이 전체적인 조직공정성 판단의 핵심(Colquitt, Greenberg & Zapta-Phelan, 2005)이기 때문이다.

상호작용공정성은 방법과 절차에 따른 의사결정과정에서 타인으로부터 받는 처우의 공정성에 대한 인식정도를 말한다. 의사결정자가 의사결정을 하는 과정에서 조직구성원들을 공정하고 합리적으로 대하는 정도인 대우의 질(quality of treatment)이 조직구성원들의 조직공정성 인식에 영향을 주기 때문에(Bies & Moag, 1986) 상호작용공정성은 조직공정성의 차원으로 볼 수 있다. 상호작용공정성은 신뢰, 존중, 정당성과 같은 절차의 실행과정에 있어서 조직구성원들이 받는 대인관계에 대한 공정성을 다루며(Bies & Moag, 1986) 대인관계공정성과 정보적공정성으로 구분된다(Colquitt, 2001; Colquitt et al., 2001; Colquitt & Rodell, 2011; Judge & Colquitt, 2004).

몇몇 연구에서 이들 대인관계공정성, 정보적공정성을 상호작용공정성을 구성하는 하위요소로 보고 있으며(Bies & Shapiro, 1988; Cohen-Charash & Spector, 2001; Tyler & Bies, 1990) 이러한 주장도 결국 대인관계공정성과 정보적공정성이라는 공통의 요소를 포함하고 있다는 점에서 의견을 같이하고 있다. 상호작용공정성은 대인관계상에서의 민감성(interpersonal sensitivity)과 설명(explanation)이라는 두 가지의 요소로 개념화 되고 있기 때문에, 대인관계상에서의 민감성에 해당하는 대인관계공정성과 설명에 해당하는 정보적공정성은 대인간에 상호작용하는 과정에서 공정성 인식에 영향을 주는 하위 구성 요소라는 것이다. 즉, 대인관계공정성은 조직구성원들의 의사소통, 상호작용에서 비롯된 것으로 절차실행과 결과의 결정과정에서 어떻게 대해졌는가를 나타내는 것이며(Greenberg, 1990) 정보적공정성은 절차나 의사소통에 대한 정보의 분배가 공정해야 한다는 것이다.

상호작용공정성은 의사결정 시스템과 같은 절차뿐만 아니라 의사결정 과정에서 의사결정자가 조직구성원을 공정하게 대하는 것이 중요하다는 의미로서 조직공정성의 사회적 측면으로 해석된다(Brockner & Siegel, 1996; Kernan & Hanges, 2002). 상호작용공정성은 다른 공정성 변수들과 함께 조직구성원들의 과업성과, 직무만족, 조직몰입, 조직시민행동 등에 영향력을 미친다는 결과를 제시하고 있다(손승연·박희태·윤석화, 2013; Colquitt, 2001; Colquitt et al., 2001; Roch & Shanock, 2006 등). 조직공정성은 조직변화, 혁신과 관련하여 의미를 가질 수 있으며(이지우, 2002; 정은하·엄미선, 2012; 정흥준·최용득·이동섭, 2013) 무엇보다 상호작용공정성은 조직구성원들의 혁신행동을 높이는 중요한 선행변수(김동주 등, 2012; 김동환·양인덕, 2009; 송정수·양필석, 2008; 윤대혁·정순태, 2006)이다.

혁신행동은 문제인식에서부터 아이디어 및 해결책의 제안, 아이디어의 적용, 새로운 혁신의 완성 및 확산 등의 단계별 프로세스를 포함하는 개념이다(Scott & Bruce, 1994). 창의성이 유용한 새로운 아이디어를 창안하는 것을 의미(Amabile, 1988)하는 반면에 혁신행동은 유용한 아이디어를 새로 만들어 내거나 기존 아이디어를 적용하는 것을 포함하며 이를 발전시키는 것을 포괄하는 의미(Van de Ven, 1986)를 갖고 있다.

상호작용공정성 인식은 결국 조직구성원들이 수행하는 혁신행동 역시 공정하게 대우하고 평가받을 수 있다는 기제로 작용한다. 공정성 인식은 사회적교환관계의 형성을 촉진하게 되는데(Cronpanzano et al., 2001a) 상사와 조직구성원들의 사회적교환관계의 질은 조직구성원들의 혁신행동에 영향력을 미치게 된다(김일천·김종우·이지우, 2004). 혁신과정에서 상사와의 대인 커뮤니케이션은 혁신행동과 밀접한 관련이 있다. 커뮤니케이션은 조직구성원들로 하여금 자신이 어떠한 의사결정 과정을 통해 보상결정이 이루어졌는가에 대한 적절한 설명을 가능하게 하며 이러한 커뮤니케이션을 통한 교환관계의 질적 향상을 통해 공정성 인식을 증진하도록 하여 혁신행동에 영향력을 보이게 된다는 것이다.

혁신행동은 조직 내 다른 사람들과의 의사소통과 상호작용에서도 이루어지므로 대인관계와 관련한 의사결정에서의 절차실행이 공정하다고 인식될 경우에 혁신에 따른 위험을 감수할 수 있게 될 것이다. 또한 절차나 의사소통에 대한 정보에 대한 전달에서도 공정함은 중요한 문제이다. 공정한 의사결정은 개인이 조직으로부터 인정받고, 보호받는다는 인식을 갖도록 한다. 따라서 이러한 인정과 보호에 대한 인식은 혁신행동과 같은 불확실성 하에서 무엇인가 새로운 것을 행함에 있어서 발생할 수 있는 잘못 등에 대해서도 조직이 충분히 인정하고 보호해줄 수 있다는 믿음을 줄 수 있을 것이다.

한편 조직구성원들은 목표달성을 위해 투자를 하게 되는데 조직을 둘러싼 환경의 변화가 심하고 예측하기 어려우므로 목표달성을 위한 혁신행동의 노력 역시 감소될 수 있다. 환경의 불확실성, 그리고 혁신행동의 노력은 자신의 투입노력에 대한 공정한 성과를 확신할 수 없게 만들기 때문이다. 따라서 상호작용공정성의 경우 의사결정 등에 있어서 공정하다는 인식을 한다는 것은 의사결정자가 의사결정의 집행과정에서의 공정성을 담보한다는 것으로 결국 조직구성원들로 하여금 목표달성을 위한 혁신행동의 노력에 대한 확신을 주게되고 혁신행동과 같은 불확실성을 내포하고 있는 행동에 대한 투자 역시 가능하게 할 수 있게 된다. 이러한 논의를 토대로 하여 다음과 같은 가설을 설정하였다.

조직비전은 무척 중요한 의미를 갖고 있으며 전략, 리더십, 조직변화 분야에서 다루어져 왔다(Larwood, Falbe, Kriger & Miesing, 1995). 류성민·권정숙(2009)도 지적한 바와 같이 전략 분야에서는 조직비전이 조직성과에 미치는 영향력 연구(Collins & Porras, 1991; Larwood et al., 1995)가 이루어져 있다. 리더십에서는 상사 또는 최고 경영자의 비전 리더십(visionary leadership: Nanus, 1992), 카리스마 리더십(charismatic leadership: Conger & Kanungo, 1998), 변혁적 리더십(transformational leadership: Bass, 1990), 전략적 리더십(strategic leadership: Finkelstein & Hambrick, 1996)의 연구가 수행되었다.

조직비전은 조직이 바라는 공유가치를 표현한 것으로(House & Shamir, 1993), 미래의 이상적 이미지(Kouzes & Posner, 1987), 이상적 목표의 집합(Conger & Kanungo, 1998)으로서 미래를 담보해야 하며 이를 전체 조직구성원들이 공유해야만 의미가 있다는 것을 내포하고 있다. 조직구성원들은 조직비전을 실행하는 중요한 주체로서(류성민·권정숙, 2009) 조직비전은 향후 조직이 추구하는 이상적인 모습을 위해 조직구성원들이 어떻게 행동해야 하는지에 대한 신념을 줄 수 있다(Strange & Mumford, 2005).

조직비전은 비전 그 자체의 의미 보다 조직구성원들이 이를 어떻게 인식하고 받아들이느냐에 따라 달라 질 수 있다. 국내 연구들에서도 조직구성원들의 조직비전 인식, 전파노력, 만족의 여부가 업무태도 뿐만 아니라 성과가 향상된다는 결과를 제시하고 있다(김기근 등, 2013; 류성민·권정숙, 2009; 박성훈·김동준, 2011; 이병주·장재윤, 2011; 조영호 등, 2009; 조윤형·최우재, 2011, 2014; 진소진·조윤형, 2012).

조직비전 인식의 의미는 여러 가지로 제시될 수 있다. 공유 측면과 더불어 명료성 측면으로도 볼 수 있다. 즉, 조직비전 인식은 조직비전 자체가 명료하고, 미래상 즉, 달성되어야 하는 목표를 명확하게 제시하며 조직구성원들에게 강하게 공유되어 있는 것(윤정구, 2010)을 전제로 한다. 조직비전이 명료하고 이를 공유하는 경우에 조직구성원들은 상호존중을 하고 목표달성을 위한 협력적 관계를 형성한다(Li, 2005). 또한 상호 도움과 지원을 유도한다(Wong et al., 2009). 이러한 조직비전은 조직변화에 대한 태도와 밀접한 관련성이 있다(김기근 등, 2013; 이병주·장재윤, 2011). 강한 비전은 혁신행동의 개념에 기반한 변화지향 조직시민행동에 영향을 주고(Choi, 2007), 조직변화에 대한 저항(조윤형·최우재, 2014)에도 영향력을 미친다는 결과들이 제시되어 있다. 따라서 조직비전 인식은 조직구성원들의 혁신행동과 밀접한 관련성을 예상해 볼 수 있다.

조직이 혁신을 추구할 때 예상하지 못한 장애들이 발생할 수 있으며 조직에 배태된 사고, 행동양식은 혁신을 가로막는 구조적 요인이다(Argyris, 1993). 조직구성원들은 조직이 추구하는 혁신이 초래하는 불편함과 미래에 대한 불확실성으로 인한 두려움으로 인하여 이를 저항하게 된다(Costello, 1994). 따라서 기존관행과 이에 따른 사고방식을 넘어서 새로운 아이디어를 창출하는 등 조직구성원들의 혁신행동을 강화하기 위해서는 조직구성원들을 혁신과정에 참여하게 하고 혁신이 추구하는 방향에 대한 명료한 비전제시를 통해 혁신과 변화로 인한 불확실성의 감소(Fugate, Kinicki & Prussia, 2008)가 이루어져야 한다. 조직비전은 혁신을 추구하는데 따르는 불확실성에 대한 두려움을 넘어설 수 있다는 믿음을 주어 조직이 추구하는 혁신활동 등에 적극 동참할 수 있도록 하고 스스로 자신의 성장과 발전을 추구할 수 있도록 한다(윤정구, 2010). 따라서 조직비전은 혁신행동을 하도록 하는 중요한 선행요소임을 알 수 있다. 이와 같은 논의를 토대로 하여 다음과 같은 가설을 설정하였다.

조직비전 인식은 조절변수로서의 역할을 수행할 수 있다. 조직비전의 조절역할과 관련된 연구결과를 보면(예시: 박성훈·김동준, 2011; 조윤형·최우재, 2011; 조윤형·최우재, 2014; 진소진·조윤형, 2012; Oswald et al., 1994) 조직비전에 대한 명료성 수준에 따라 조직이 추구하는 전략몰입이 조직구성원들의 조직몰입과 직무만족에 영향력을 보이며(Oswald et al., 1994) 인지된 조직지원이 조직시민행동에 미치는 영향(조윤형·최우재, 2011) 절차공정성, 신뢰 그리고 조직의 지원이 조직시민행동의 촉진(박성훈·김동준, 2011)에서도 조직비전 인식의 조절효과를 살펴볼 수 있다. 또한 조직정치 지각과 변화저항과의 관계(조윤형·최우재, 2014), 병원에서의 일터학습과 혁신성향과의 관계(진소진·조윤형, 2012)에서도 살펴볼 수 있다. 이러한 연구결과들은 결국 조직 내에서 조직비전 인식 수준에 따라 조직구성원들의 태도, 행동 등이 차이를 보인다는 것을 나타내주고 있는데 조직비전 인식이 높을 수록 조직구성원들의 긍정적 행동은 더욱 강화되며 부정적 행동은 더욱 감소될 수 있다는 것을 지적하고 있다.

조직비전 인식은 상호작용공정성과 혁신행동과의 관계에서 조절변수로서의 역할을 수행할 수 있을 것이다. 상호작용공정성은 조직구성원들은 혁신행동이 강화될 수 있는데 이 때 조직비전 인식이 높을수록 대인관계, 정보적인 상호작용공정성과 조직비전 인식과의 일치로 인하여 긍정적 영향력은 더욱 강화될 수 있을 것이다. 즉, 조직이 추구하는 미래 모습이 명료하다고 인식하고 이를 공유하였을 경우에 조직공정성인 상호작용공정성이 높게 되면 조직이 추구하는 비전달성에 대하여 기대를 하게 되고 조직이 추구하는 여러 활동에 대한 신뢰를 더욱 갖게 될 것이다. 이는 상호작용공정성을 통해 확보된 혁신행동이 자신이 추구하는 목표와 일치하는 조직비전 인식 정도에 따라 혁신의 의미 역시 달라진다는 것이다.

한 조직의 집단 내 배태되어 있는 조직구성원들은 공통의 목표를 갖고 있으며 상호의존적이어야 하므로 조직구성원들의 태도형성에 있어 맥락(context)을 고려해야만 한다(손은율·최명옥·박동건, 2011; 이기현·오홍석·정명호, 2008). 따라서 조직공정성의 영향력에 있어서 조절변수를 살펴봐야 하며(Cropanzano et al., 2001b), 조직공정성에 대한 메타분석에서도 이와 같은 조절변수가 의미를 갖고 있다고 지적하고 있다(Cohen-Charash & Spector, 2001 Colquitt et al., 2001).

상호작용공정성의 영향력에서 이러한 논의를 적용해보면 결국 조직구성원들의 공통의 목표, 맥락의 경우가 조직비전의 의미를 내포하고 있음을 알 수 있다. 조직비전 자체는 조직구성원들의 공동의 목표를 나타내주는 것이며, 조직비전에 대한 공유는 조직이 추구하는 비전에 대한 공감을 형성하고 있다는 맥락을 설명하게 된다. 이러한 논의를 토대로 봤을 때 상호작용공정성과 조직비전 인식과는 밀접하게 관련성이 존재할 수 있으며 조직비전 인식의 조절효과를 예상할 수 있다. 결국 조직비전 인식의 높을 경우에는 상호작용공정성이 혁신행동에 미치는 영향력은 더욱 강화될 수 있을 것으로 예상된다. 따라서 다음과 같은 가설을 설정하였다.

본 연구는 설문조사를 통해 수집된 자료를 활용하여 가설검증을 시도하였다. 설문조사 대상은 광주광역시와 전라남도에 위치한 기업을 대상으로 하였으며 설문조사는 조사 기간과 비용 등의 제약 요건을 고려하여 표본으로 선정된 20여개 기업을 대상으로 하였다. 기업들이 속한 주요 산업은 자동차, 기계, 전자, 금융서비스 등이며 설문대상자는 주로 사무관리직에 속한 직원들을 대상으로 하였다. 본 연구를 위한 설문조사에 앞서 인사담당자에게 설문조사 실시에 대한 허락을 받았다. 설문지는 직접방문 및 우편을 통하여 배포하고 수거하였다. 설문지의 경우 사전조사를 통해 설문이 다소 생소하거나 어렵다고 느껴지는 문항을 점검하였다.

설문지는 총 450부의 설문지를 배포하였는데 그 중 296부가 수거되었다. 수거된 설문지 중 처음부터 끝까지 동일한 척도에 응답한 경우 또는 설문응답을 일부만 하고 많은 문항에 응답하지 않은 경우 등 응답이 불성실한 14부의 설문지를 제외한 282부를 최종분석에 활용하였다. 설문에 응답한 유효 표본 집단의 구성이 어떠한 특성을 가지고 있는 지를 알아보기 위해 응답자들의 인구통계 분포를 살펴보았다.

먼저 성별 분포를 보면 남성이 190명(68.1%), 여성이 89명(31.9%)으로 나타났다. 남성의 비중이 다소 높은 편이다. 근속년수별 분포를 보면 5년 이하가 85명(34.1%). 6-10년이 47명(18.9%), 11-15년이 11명(4.4%). 16-20년이 53명(21.3%), 21년 이상이 53명(21.3%)로 나타났다. 평균 근속 년수는 12.7년이다. 학력별 분포를 살펴보면 고졸 49명(17.9%), 전문대졸 30명(10.9%), 대졸 190명(69.3%), 대학원졸 이상 5명(1.8%)로 나타나 대부분이 대졸인 것을 알 수 있다. 마지막으로 직급별 분포를 살펴보면 사원, 대리 등 의사결정권이 없는 경우가 196명(72.1%), 팀장급 이상이 76명(27.9%)으로 나타났다.

상호작용공정성은 ‘방법과 절차에 따른 의사결정과정에서 타인으로부터 받는 처우의 공정성에 대한 조직구성원들의 인식’ 정도로 조작적으로 정의하였다. 이 때 의사결정에 있어서 자신의 상사가 직접 하는 경우를 반영하였다. 변수의 측정은 Colquitt(2011)의 주장을 기반으로 하여 상호작용공정성을 대인관계공정성과 정보적공정성으로 구분하였으며, Colquitt(2011), Colquitt & Rodell(2011)이 제시한 문항을 본 연구에 맞게 수정하여 활용하였다. 대인관계공정성, 정보적공정성 각각 4개의 문항으로 측정하였는데 주요 설문문항의 경우 대인관계공정성은 ‘나의 상사는 예의바른 태도로 나를 대한다’ 등이며 정보적공정성은 ‘보상과 관련하여 나의 상사는 나와 솔직히 의견을 교환한다’ 등이다.

혁신행동은 조직구성원들 스스로 ‘유용한 아이디어를 새로 만들거나 기존 아이디어를 적용함에 있어 문제인식에서부터 아이디어 및 해결책의 제안, 아이디어의 적용, 새로운 혁신의 완성 및 확산 등에 이를 활용하는 정도로 조작적으로 정의하였다. 혁신행동의 측정은 Scott & Bruce(1994), Janssen(2000), 박오수·고동운(2009), 임준철·윤정구(1999)의 연구를 토대로 하였으며 설문문항을 본 연구에 맞게 수정하여 활용하였다. 혁신행동은 총 8개의 문항으로 측정하였으며 주요 설문문항은 ‘어려운 이슈에 대한 새로운 아이디어를 도출한다’ 등이다.

조직비전 인식은 조직구성원들이 비전에 대해 이해하고 공감하는 인식의 정도로 조작적으로 정의하였다. 조직비전 인식 측정은 Kotter(1996), Oswald et al.,(1994), Larwood et al.(1995), 장해미·장재윤·김민수(2006), 최우재·조윤형(2014)의 연구를 토대로 본 연구에 맞게 수정하여 활용하였다. 조직비전 인식은 총 7개의 문항으로 측정하였으며 주요 설문문항은 ‘우리 회사의 미래에 대한 비전은 조직구성원들 모두에게 공유되어 있다’ 등이다.

본 연구에서 설정한 주요변수들의 타당도를 검증하기 위하여 Lisrel 8.3을 활용하여 확정적요인 분석을 실시하였다. 확정적 요인분석을 실시하기 전동일방법편의의 문제를 점검하기 위해 Harman(1976)의 일요인 분석을 실시하였다. 본 연구는 설문지 응답원이 동일하기 때문에 동일방법편의가 발생할 수 있는 여지가 있기 때문이다(Podsakoff, MacKenzie, Lee & Podsakoff, 2003). 만약 동일방법편의가 심각하게 발생하고 있다면 요인분석 결과 변수측정 문항들이 하나의 요인으로 수렴되거나, 독립변수와 종속변수 공변량의 대부분을 설명하는 하나의 일반적인 요인(general factor)이 도출된다. 즉, 주성분분석에서 단일요인이 추출되거나 전체 분산의 대부분을 설명하는 하나의 보편요인이 추출된다는 것이다. 본 연구에서 사용된 변수들을 모두 포함한 주성분분석을 실시하였으며 가장 설명력이 큰 요인은 약 34%정도의 설명력을 가지고 있어서 보편요인으로 보기 어렵다. 따라서 동일방법편의가 본 연구의 결과를 훼손할 정도로 크게 영향을 미치지 않는다고 판단된다. 확정적요인분석 결과는 <표 2>와 같다.

확정적요인분석을 실시하였을 경우 모델적합도의 판단기준은 여러 가지 지표를 제시할 수 있다. 확정적요인분석을 실시하였을 때 모델적합도의 판단기준은 여러 가지 지표를 제시할 수 있으나, 주로 많이 활용되는 지표는 GFI, AGFI, NNFI, NFI, CFI 그리고 RMSEA 정도이며, 그 중에서도 표본크기의 문제 등이 있으므로 NNFI, CFI, RMSEA가 다른 지수에 비해 바람직한 적합도 기준을 만족시킨다(홍세희, 2000). 좋은 적합도는 적합도 지표(ex, GFI, AGFI, NFI, NNFI, CFI 등)가 .9 이상이어야 하며 RMSEA는 .08까지는 받아들일 만한 것으로 평가된다(Hair, Black, Babin, Anderson & Tatham, 2006).

본 연구에서 설정한 측정모형의 적합도를 살펴 보았다. 본 연구에서 설정한 이론모형은 상호작용공정성을 대인관계, 정보적공정성으로 구분한 4요인 모형이며 대안모형은 상호작용공정성을 하나의 요인으로 묶은 3요인 모형이다. 이론모형의 적합도 지표는 χ²=847.01(df=224), NNFI=.92, CFI=.93, RMSEA=.099로 나타났으며 대안모형의 적합도는 χ²=1404.49(df=227), NNFI=.86, CFI=.87, RMSEA=.150으로 나타났다. 이론모형의 적합도 지표의 경우 RMSEA는 .8이상의 값을 보이고 있지만 다른 지표의 경우는 .9 이상의 값을 보이고 있다는 것을 알 수 있다. 또한 모든 적재치도 .6 이상의 값을 보이고 있다. 이론모형과 대안모형과의 차이를 검증하기 위하여 χ² 차이를 살펴보았는데 Δχ²=557.48(Δdf=3), p<0.001로 유의미한 차이를 보이는 것으로 나타나서 이론모형이 대안모형보다 더욱 적합함을 알 수 있다.

본 연구에서 설정된 변수의 기술통계량과 신뢰계수 그리고 상관관계는 <표 3>에 제시되어 있다. 먼저 변수의 평균값을 살펴보면 상호작용공정성 중 대인관계공정성은 3.76, 정보적공정성은 3.52로 나타났다. 대인관계공정성은 정보적공정성에 비해 다소 높은 값을 보이고 있다. 조직비전 인식은 3.35로 나타났으며 혁신행동은 3.30을 보이고 있었다. 다음으로 변수의 신뢰도를 나타내는 Cronbach' α는 .6이상의 값을 보여야만 하는데(채서일, 1997) 모든 변수의 값이 .88 이상의 값을 갖고 있기 때문에 측정항목의 신뢰성이 만족할 만한 수준이라고 할 수 있다.

마지막으로 상관관계 분석결과를 살펴보면 모든 변수들이 유의미한 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 상호작용공정성인 대인관계공정성과 정보적공정성은 조직비전 인식과 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다(r=.342, p<.001; r=.469, p<.001). 정보적공정성이 좀 더 높은 상관관계를 보이고 있었다. 대인관계공정성과 정보적공정성은 혁신행동과도 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다(r=.191, p<.001; r=.273, p<.001). 조직비전 인식과 마찬가지로 정보적공정성이 조직비전 인식과 좀 더 높은 상관관계를 보이고 있었다. 마지막으로 조직비전 인식은 혁신행동과 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있었다(r=.330, p<.001).

본 연구에서 설정된 연구가설을 검증하기 위한 분석결과는 <표 4>에 제시되어 있다. 연구가설을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 활용하였는데 상호작용공정성과 혁신행동과의 관계에서 조직비전 인식의 조절효과를 검증하기 위해서 상호작용항을 센터링(centering)하여 다중공성선 문제를 최소화하고자 하였다(Aiken & West, 1991). 조절효과의 경우 조절효과 변수를 투입하였을 때 변수의 설명력이 유의미하게 증가하는 지를 살펴보았다(Kerlinger, 1986).

먼저 주효과 가설을 검증하기 위해 모형 1에서 통제변수들(성별, 근속년수, 학력 등)만을 투입하여 분석을 하였고, 모형 2에서 상호작용공정성인 대인관계공정성과 정보적공정성과 조직비전 인식을 추가하여 분석하였는데 정보적공정성(beta=.139, p<.10)과 조직비전 인식(beta=.255, p<.001)이 혁신행동에 유의미한 긍정적 영향력을 보이는 것으로 나타났다. 이들 결과를 토대로 봤을 때 상호작용공정성 중 정보적공정성 수준이 높을수록 조직구성원들은 좀 더 높은 수준의 혁신행동을 하는 것을 알 수 있으며 조직비전 인식 수준이 높을수록 혁신행동을 한다는 점을 살펴볼 수 있다. 이와 같은 분석결과를 토대로 가설 1-1은 지지되었지만 가설 1-2는 지지되지 못하였다. 그리고 가설 2는 지지되었다는 것을 알 수 있다.

조절효과 가설 검증을 위해 독립변수인 상호작용공정성인 대인관계공정성과 정보적공정성 그리고 조절변수인 조직비전 인식을 추가한 모형 2에서 상호작용공정성과 조직비전 인식의 상호작용항을 추가하였다(대인관계공정성 × 조직비전 인식, 정보적공정성 × 조직비전 인식). 분석결과는 모형 3에 제시되어 있는데 모형의 설명력(ΔR²=.032, p<.05)이 유의미하게 증가하였으며 대인관계공정성과 조직비전 인식의 상호작용항(beta=.167, p<.05)이 혁신행동을 유의미하게 높이는 것으로 나타났다. 조절효과 검증 결과를 도식화하면 <그림 1>과 같다.

조직비전 인식의 조절효과 결과를 살펴보면 조직비전 인식이 높은 경우 대인관계공정성을 높게 인식할수록 조직비전 인식이 낮은 경우에 비해 더욱 혁신행동을 한다는 것을 알 수 있다. 이러한 결과는 결국 조직이 추구하는 비전에 대해 조직구성원들이 공유하는 등 인식수준이 높을 경우에는 의사결정 과정에서 대인관계공정성을 확보할 경우 더욱 조직구성원들로 하여금 혁신행동을 높일 수 있다는 것을 나타내주는 결과이다. 이와 같은 분석결과를 토대로 가설 3-1은 지지되는 반면에 가설 3-2는 지지되지 못하고 있다는 것을 알 수 있다.

본 연구는 상호작용공정성인 대인관계, 정보적 공정성이 조직구성원들의 혁신행동을 하도록 하며 이 때 이들 간의 관계에서 조직비전 인식이 조절할 것으로 예상하였다. 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 정보적공정성이 조직구성원들의 혁신행동에 유의미한 긍정적 영향력을 보이는 것으로 나타났다. 이는 상호작용공정성이 조직구성원들의 혁신행동 등 조직변화, 혁신과 관련된 태도에 긍정적 영향력을 미친다는 기존 연구들(김동주 등, 2012; 김동환·양인덕, 2009; 송정수·양필석, 2008; 윤대혁·정순태, 2006)의 주장과 일치하는 결과임을 알 수 있다. 다만 본 연구에서는 대인관계공정성의 경우 조직구성원들의 혁신행동에 유의미한 영향력이 나타나지 않고 있다.

정보적공정성이 조직구성원들의 혁신행동을 증가시키는 영향력은 사회적교환이론의 상호호혜의 규범(norm or reciprocity)을 통해 설명할 수 있다. 사회적 교환과정에서 한 개인이 상대, 특히 의사결정자로부터 여러 혜택을 받았을 때 이러한 혜택을 준 사람은 향후 언젠가 이를 돌려받을 것으로 기대하게 되고, 받은 사람은 이에 대한 보답을 해야 한다. 공정성은 사회적교환관계와 밀접한 관련이 있으며 특히 교환관계를 형성할 수 있도록 한다(Cronpanzano et al., 2001a).

따라서 조직구성원들은 의사결정자로 부터의 처우에 있어서 충분한 정보가 공유되고 있다고 인식할 경우 조직 그리고 조직을 대표하는 상사가 자신들을 위해 많은 관심과 배려를 해주고 있다고 생각하므로 조직이 추구하는 변화에 대한 교환관계로 혁신행동을 수행한다는 설명이 가능하다. 상사는 개인인 동시에 조직의 대리인으로서, 조직구성원들에 대한 상사의 행동은 곧 조직의 그것으로 인식되기 때문이다(Eisenberger, Huntington, Hutchison & Sowa, 1986).

다만 대인관계공정성의 영향력이 나타나지 않았지만 대인관계공정성의 영향력이 없다고 볼 수는 없다. 왜냐하면 의사결정에 있어서 상사들이 조직구성원들에게 예의와 존중으로 대하며, 의사결정 과정 및 결과에 대한 타당하고 적절한 설명을 제공할 경우에 조직구성원들은 상사의 행동을 매우 우호적인 행동으로 인식하게 된다. 따라서 조직구성원들은 높은 과업성과로 상사에게 보답하는(손승연 등, 2013) 사회적교환관계의의 설명이 대인관계공정성에서도 적용될 수 있기 때문이다. 이를 토대로 봤을 때 대인관계공정성의 영향력이 조직구성원들의 혁신행동에 미치는 영향력이 없다고 보기는 어렵다고 판단된다.

둘째, 조직비전 인식은 조직구성원들의 혁신행동을 높이는 것으로 나타났다. 조직이 추구하는 비전이 명확한 목표를 포함하고 있고 그 방향성 역시 명료하다고 조직구성원들이 인식할 경우에는 조직성과에 긍정적인 영향을 줄 수 있으며(윤정구, 2010) 나아가 변화성과로도 이어질 수 있다는 기존 연구(이병주·장재윤, 2011)를 지지하는 결과임을 알 수 있다. 조직의 비전 제시를 통해 조직구성원들이 이를 인식하는 것은 변화경영을 위해서 필요한 전제조건(윤정구, 2010)이다. 즉, 비전을 통해 조직이 추구하는 변화에 대한 불확실성을 벗어날 수 있어야만(Fugate et al., 2008) 혁신행동이 이루어진다는 것을 알 수 있다.

조직비전은 혁신효과성에 긍정적인 영향력을 보인다(Pearce & Ensley, 2004). 조직구성원들의 조직비전 인식을 위해서 필요한 사항은 조직과 조직구성원들과의 커뮤니케이션이다. 조직비전 인식 수준이 높다는 것은 결국 원활한 커뮤니케이션이 이루어지고 있다는 것을 전제로 하고 있다. 조직과 개인 그리고 개인들간의 원활한 커뮤니케이션이 이루어져야만 조직비전 인식 수준이 높아지기 때문이다. 따라서 조직구성원들의 혁신행동을 유도하기 위해서는 조직비전 인식 수준을 높이기 위한 커뮤니케이션 노력이 가시화 될 경우 가능하다는 점을 알 수 있다.

셋째, 조직비전 인식은 상호작용공정성과 혁신행동과의 관계에서 부분적으로 조절변수로서의 역할을 수행하고 있는데 대인관계공정성과 혁신행동과의 관계에서 조절역할을 수행하고 있었다. 이러한 영향력은 사회적정보처리이론(Salansick & Pfeffer, 1978)으로도 설명할 수 있다. 조직구성원들의 경우 조직에 대한 태도, 행동을 형성할 때 환경적 요인에 영향을 받는데 자신과 유사한 상황에 처한 사람들을 사회적 단서(social cue)로 활용하게 된다. 즉, 같은 조직에 속해 있는 상사, 또는 동료들이 중요하다는 것이다. 그러므로 조직구성원들은 대인관계공정성에 따른 혁신행동이 형성될 때 조직내 구성원들이 조직이 지향하는 비전이 다른 사람들에게 공유되어 있다는 것은 중요한 기준이 된다.

조직구성원들은 대인관계공정성 수준에 대해 판단할 때 조직비전 인식이 낮은 경우에는 자신이 속한 조직에 대한 신뢰나 확신의 정도가 낮기 때문에 대인관계공정성을 인식하다라도 혁신행동으로 이어지지 않게 될 것이다. 반면에 조직비전에 대해 조직의 모든 구성원들이 이를 공유하고 있다는 것은 긍정적인 사회적 단서로서 작용되어 더욱 혁신행동을 한다는 것이다.

이와 같은 연구결과의 논의를 바탕으로 실무적 측면에서 보면 조직이 추구하는 변화에 조직구성원들을 동참시키고 혁신행동을 유도하기 위해서 는 상호작용공정성을 확보해야 하며 특히 의견교환, 설명 등에 있어서 정보적공정성의 확보 뿐만 아니라 대인관계에 있어서도 상사, 조직이 조직구성원들을 존중하고, 중요한 핵심구성원으로서의 의미를 갖고 있다는 노력을 보여줄 수 있어야 할 것이다. 따라서 조직은 절차나 의사소통에 대하여 대인관계 그리고 정보의 전달 등의 노력이 조직구성원들로 하여금 공정하다는 인식을 가질 수 있도록 의사결정에서 투명하게 정보를 공개하고, 이에 대한 합리적 근거를 제시하는 제도, 시스템을 마련해야 할 것이다. 또한 조직이 제시하는 비전이 조직의 비전이 아닌 조직구성원들이 이를 공유할 수 있도록 전사적 비전공유 워크샵, 세미나 등을 마련하며, 최고경영자가 수시로 조직비전을 강조하고 조직비전에 대한 다양한 조직구성원들의 의견을 수렴할 수 있어야 할 것이다.

본 연구는 조직공정성 중 상호작용공정성이 조직구성원들의 혁신행동과 긍정적인 관계가 있다는 것을 검증하였으며 조직비전 인식 수준에 따른 조절효과를 확인하였다는 데에 의의가 있다. 조직에서 대인관계 그리고 정보적공정성의 확보가 조직구성원들의 혁신행동을 이끌어 내는데 필요하다는 것이다. 또한 조직이 제시하는 비전에 대해 조직구성원들로 하여금 충분하게 공감대를 형성할 필요가 있다는 점을 제시하였다. 그럼에도 본 연구에서 충분히 반영되지 못한 한계점과 향후 연구에 대한 제언은 다음과 같다.

첫째, 조직변화 프로세스 모형(Kotter, 1996; Kotter & Cohen, 2002)에서 봤을 때 단계별로 조직구성원들이 수행해야 하는 혁신행동이 달라질 수 있다. 그러나 본 연구에서는 혁신행동의 측정에 있어서 이러한 지적을 충분히 반영하지 못하고 측정하였다는 문제점이 있다. 조직변화가 어떠한 형태 또는 어떠한 단계라고 하더라도 조직구성원들의 혁신행동 자체는 무척 의미가 있지만 변화와 혁신에 대한 내용적 측면과 과정적 측면을 고려하지 못했다는 점에서 연구의 한계가 있다.

둘째, 본 연구에서는 상호작용공정성의 영향력만을 살펴보고 있지만 분배, 절차공정성의 상대적 영향력 등에 대한 연구로의 확대가 필요하다. 분배, 절차 그리고 상호작용공정성과의 상호 관련성에 대한 연구, 조직공성성의 매개, 조절역할에 대한 연구 역시 필요성이 존재한다. 또한 우리나라에서 상호작용공정성을 절차공정성과 구분할 수 있는가의 문제 그리고 조직공정성이 분배공정성, 절차공정성, 대인관계공정성 그리고 정보적공정성으로 구분될 수 있는 가의 문제 역시 향후 연구에서는 다각도로 검토할 필요가 있을 것이다.

셋째, 측정과 관련하여 분석수준 이슈(Klein, Dansereau & Hall, 1994; Rousseau, 1985)의 문제를 고려를 충분히 고려하지 못하였다는 점이다. 본 연구는 조직비전 자체가 아닌 조직구성원들이 인식하는 조직비전을 측정하였는데 개인수준의 합을 통한 조직수준의 적용 문제(Ostroff, 1993)를 고려하여 조직수준 단위 값을 활용하지는 않았음에도 불구하고 이에 대한 비판의 여지가 남겨져 있다. 이러한 점을 고려하여 조직구성원들의 비전 만족도(류성민·권정숙, 2009)로 측정하는 것도 하나의 해결책으로 볼 수 있다. 추후 연구에서는 다수준 분석을 활용하여 분석수준 이슈의 문제점을 극복할 수 있어야 할 것이다. 조직공정성 역시 집단수준에서 공정성과 관련된 공정성 풍토(고욱·문형구·최병권, 2012)도 추후 연구에서는 고려할 필요가 있다.

넷째, 본 연구는 비교적 적은 수의 표본과 더불어 특정지역의 기업들을 대상으로 하였다는 점이다. 일반화의 문제가 제기될 수 있는데 상호작용 공정성, 혁신행동 그리고 조직비전 인식과의 관련성을 검증하여 이론적으로는 분석의 의미가 있을 수 있지만 한계를 가지고 있다. 따라서 특정 지역에 한정하지 않고 범위를 넓히며 다양한 산업, 다양한 규모의 조직을 대상으로 하며 표본 수 역시 늘려 분석을 실시한다면 연구결과의 일반화 문제를 극복할 수 있으리라 판단된다. 또한 동일방법 편의의 문제(Podsakoff et al., 2003)를 완전히 해결하였다고 볼 수 없다. 비록 동일방법편의의 문제를 점검하기 위해 일요인 분석을 실시하였고 크게 문제가 발생하지 않는다는 것을 제시하였다고 하더라도 모든 문제가 해결되었다고 보기는 어렵다. 추후 연구에서는 동일방법편의의 문제를 해결하기 위해서 자기보고와 동료보고의 병행 등 응답의 원천을 다르게 하는 등 방법론상의 문제를 보완할 수 있어야 할 것이다. 이와 같은 여러 가지 문제들을 향후 연구에서는 반영할 수 있어야 한다.