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[ Article ]
Journal of Social Science - Vol. 35, No. 1, pp.147-170
ISSN: 1976-2984 (Print)
Print publication date 31 Jan 2024
Received 20 Nov 2023 Revised 16 Dec 2023 Accepted 15 Jan 2024
DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2024.01.35.1.147

사회복지사의 주도적 직무행동과 이직의도의 관계에 관한 연구: 직무번영감과 직무성과의 이중매개효과를 중심으로

주연선 ; 임진섭
배재대학교
국립안동대학교
A Study of the Relationship Between Social Workers' Agentic Work Behaviors and Turnover Intentions: Focusing on the Multiple Mediating Effects of Thriving at Work and Job Performance
Yeon Sun Joo ; Jin Seop Im
Pai Chai University
Andong National University

Correspondence to: 임진섭, 국립안동대학교 아동사회복지학과 부교수, 경북 안동시 경동로 1375, E-mail : jslim719@anu.ac.kr 주연선, 배재대학교 보건의료복지학과 초빙교수(제1저자)

초록

본 연구의 목적은 사회복지사의 주도적 직무행동과 직무번영감 및 직무성과, 이직의도 사이의 인과관계를 검증하고 동시에 이러한 인과관계가 시설유형(이용시설 및 생활시설)에 따라 어떠한 차이가 발생하는지 확인하기 위함이다. 주요 분석결과를 살펴보면 첫째, 사회복지사의 주도적 직무행동은 직무번영감과 직무성과에 정(+)적인 영향을 미쳤으나 이직의도에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 둘째, 직무번영감은 이직의도에 부(-)적인 영향을, 직무성과는 이직의도에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 주도적 직무행동과 이직의도 사이에서 직무성과는 완전매개효과를 갖는 것으로 검증되었으나 직무번영감의 매개효과는 없는 것으로 나타났다. 넷째, 다중집단 분석결과 이용시설에서는 사회복지사들이 인지하는 직무번영감이 이직의도에 부(-)적인 영향을 미쳤으나 생활시설의 경우 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이상의 연구결과를 바탕으로 사회복지사의 주도적 직무행동과 직무번영감, 직무성과를 높이기 위한 다양한 실천적, 정책적 제언을 제시하였다. 본 연구는 사회복지사의 이직의도와 관련된 다양한 인과관계의 매커니즘을 통합적으로 이해함으로써 사회복지사의 인적자원개발 및 인사정책 수립에 대한 포괄적인 이해의 틀을 제공하였다는데 의의가 있다.

Abstract

This study aimed to examine the causal relationships among agentic work behavior, thriving at work, job performance, and turnover intentions among social workers. Data were collected through a 2022 survey of social workers with more than one year of experience in social welfare facilities in Daejeon Metropolitan City. The key findings include the positive impact of social workers' agentic work behavior on thriving at work and job performance, with no significant effect on turnover intention. Thriving at work positively affected turnover intention, while job performance had a negative impact on turnover intention. Furthermore, the relationship between agentic work behavior and turnover intention was fully mediated by job performance, not by thriving at work. Multiple group analysis revealed that perceived thriving at work had a negative effect on turnover intentions in utilized facilities but showed no effect in residential facilities. Based on these findings, practical and policy recommendations were provided to enhance social workers' agentic work behavior, thriving at work, and job performance.

Keywords:

Agentic Work Behavior, Thriving At Work, Job Performance, Turnover Intentions, Facility

키워드:

주도적 직무행동, 직무번영감, 직무성과, 이직의도, 시설유형, 다중집단 분석, 매개효과

1. 서 론

한국 사회가 직면한 저출산·고령화, 가족해체의 증가 등 신사회적 위기 요인에 대응하기 위한 국민들의 사회서비스에 대한 욕구가 빠르게 증가하고 있다(강혜규 외, 2016). 이러한 변화와 더불어 복지서비스를 수행하는 사회복지사의 활동범위가 넓어지는 동시에 사회복지사의 이직률은 빠르게 증가하고 있다(한국노동연구원, 2018). 미국의 경우 사회복지사 전체 이직률이 약 16∼18%로 다른 직종에 비해 상당히 높은 편에 속하며(NHWC, 2020), 국내의 경우에도 근로자의 평균 이직률이 13.8%(잡코리아, 2020)인데 반해, 사회복지사가 직장을 그만두거나 옮기고 싶은 생각을 뜻하는 이직의도는 2017년 26.2%에서 2020년 28.3%로 증가하고 있는 것으로 나타났다(한국보건사회연구원, 2020).

사회복지사는 클라이언트와 직접 대면하여 활동하는 특성을 가지기에 그들이 제공하는 서비스는 복지대상자의 삶에 큰 영향을 미친다(Haslam, 2004). 사회복지현장에서 클라이언트와 전문적 원조관계를 맺어오던 사회복지사가 이직하게 되면 사회복지사와 클라이언트간 관계에 상당한 변화가 일어나게 되고 장기적으로는 인적, 사회적 자본의 손실로 이어져 조직의 효율성이나 직무성과에 부정적인 영향을 가져온다(Kim & Lee, 2009; Pugh, 2016; Acker, 2018; 강철희, 이종화, 2019). 사회복지사의 이직에 대한 연구는 2000년대 이후 사회복지사의 열악한 처우와 업무과중 문제와 함께 대두되었고, 직무스트레스, 직무만족, 조직문화, 클라이언트 폭력 등 다양한 변인에 대한 연구들이 수행되었다(Cotton & Tuttle, 1986; Hoff et al., 2019; 이영옥, 강지연, 2018). 기존의 연구들은 주로 사회복지사가 이직을 결정하는 요인들과 그 관계에 초점을 맞추고 있으나(강길현, 2014; 최영광, 전동일, 2017; 이종화, 강철희, 2020), 어떠한 매커니즘에서 이직이 발생하는가에 대한 풍부한 논의는 부족한 측면이 있다.

직무에 있어 높은 성과를 낼 수 있는 잠재력을 가진 능동적 직원의 근무 유지는 조직의 생존과 번영을 위한 필수조건이다. 특히 조직에 크게 기여하는 직원이 조직을 떠나면 손실이 훨씬 더 크다. 이에 본 연구에서는 이직을 예방하는 요소로서 사회복지사의 주도적 직무행동(agentic work behavior)이라는 개념에 주목하고자 한다. 이직 연구에 있어 사회복지사의 주도적 직무행동은 다음의 3가지 이유에서 중요하다.

첫째, 주도적 직무행동(agentic work behavior)이란 직무수행에 있어서 “직원의 활동적이고 목적이 있는 행동”이다(Spreitzer et al., 2005). 사회인지이론(Bandura, 1986; 2001)이나 사회자원이론(Saks & Grruman, 2012)과 같은 사회화 이론에 의하면 개인은 단순히 반응적인 유기체가 아니라 자기 조직화되고 능동적인 조직체이다. 개인은 자기효능감이나 사회환경으로부터 비롯된 동기 부여를 통해서 인지, 행동능력을 개발한다. 주도적으로 직무행동에 참여하는 사람들은 직무의 긍정적인 요소를 보고 상황을 위협이 아닌 기회로 보기 때문에 유연하며 적응력이 강하다. 그 외에도 주도적 직무행동은 사회통합이나 직무만족, 직무성과, 이직의도 등과 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다(Ashford & Black, 1996; Kammeyer-Mueller, 2000; Hughes, 2006).

둘째, 최근의 사회복지조직은 규정이나 관행에 따라 처리하는 정형화된 업무가 중심이었던 과거의 사회복지조직과 다르게 복합적 욕구를 가진 클라이언트에 대한 접근을 중심으로 사례관리나 아웃리치 등이 늘어나고 있다. 이에 현상을 분석하고 능동적으로 개선하고 새로운 것을 발굴하는 사회복지사의 주도성(proactivity)이 요구되고 있으며, 학계에서도 주도적 직무행동을 하는 사회복지사의 직무유지와 성장이 주요한 연구주제로 부각되고 있다(Nissen et al., 2010; 임승영, 조영호, 2018; 김지영, 홍지, 2021).

셋째, 주도적 직무행동과 이직의도의 관계를 이해하는 것은 사회복지사의 이직현상을 이해하는 데 도움이 될 뿐 아니라 사회복지사들이 어떻게 조직 내에서 창의적으로 사고하고, 혁신적으로 업무를 수행할 수 있도록 도울 것인가에 대한 새로운 이해를 구축할 수 있다. 이직의도를 줄이는 행복감이나 직무성과 등에 관한 연구는 일부 있지만(Wang et al., 2021; 오인수 외, 2007; 최권호, 2021), 주도적 직무행동이나 직무번영감과 같은 직무수행의 자발적이고, 긍정적인 요소의 영향에 대해 좀 더 정밀하게 이해할 필요가 있다.

사회복지사의 이직과 관련한 연구에서 또 다른 주요한 연구의 흐름 중 하나는 사회복지사의 이직 결정 과정에 영향을 주는 매개변수나 조절변수를 규명하는 것이다(Shwepker Jr, 2001; Collins & Resendes, 2020). 직무번영감(thriving at work)은 직무수행과정에서 에너지의 충만함과 자신감을 느끼고, 자신의 일을 통해 스스로 성장하고 발전해가는 느낌을 갖는 상태를 의미한다(주연선, 2023). 직무번영감이 높은 직원들은 일에 대한 자신감이 높아지고 일의 가치를 느끼며, 조직에 대한 소속감과 애착이 높아져 조직에 더 머무르기를 원하므로 이직의도가 낮아진다(Abid et al., 2016; Kleine et al., 2019).

직무성과와 이직의도의 관계에 관한 연구들은 서로 상반된 연구결과를 제시하고 있는데, 직무성과가 높을수록 내적 성취감 이외에도 조직의 보상이나 승진의 기회도 높아지기 때문에 이직의도가 맞아진다고 보는 견해(Brown & Peterson, 1993)와 직무성과가 높을수록 다른 조직으로의 이동이 용이하기 때문에 이직의도가 높아진다는 견해(Heneman et al., 2000)가 공존하고 있다. 이는 본 연구에서 사회복지사의 이직의도에 직무성과가 과연 어떠한 인과적 방향성을 갖는지를 살펴보고자 주된 이유이기도 하다.

구체적으로 그간 국내 연구에서 부족하였던 사회자원이론을 경험적으로 검증하기 위해 사회복지사의 주도적 직무행동이 이직의도에 영향을 미치는 과정에서 직무번영감과 직무성과의 이중매개 효과를 실증적으로 검증하고자 한다. 사회복지사의 이직의도란 다양한 상황적 요인에 의해 달라지는 만큼 이를 설명하는 중재요인 역시 단일요인보다는 다차원적인 요인에 의해 설명된다. 특히, 직무번영감과 직무성과는 조직의 안정성을 유지하고 조직만족도를 높이는 중요한 변인으로 작용한다는 점(이일주, 이상철, 김양균, 2019; 임혜빈, 주혜린, 2022)에서 사회복지사의 이직의도와 밀접한 연관성을 갖는다. 이러한 두 변인의 이중매개 효과를 살펴보는 것은 사회복지사의 주도적 직무행동과 이직의도 간의 복잡한 인과관계의 매커니즘을 통합적으로 이해할 수 있도록 해준다. 또한 사회복지실천 현장에서는 특정 변수에 집중한 인사전략을 수립하는 것이 아닌 이러한 이중매개를 고려한 효율적이고 효과적인 개입 및 정책을 수립할 수 있으며 이는 결과적으로 사회복지조직의 리더십이나 효과적인 인사정책의 수립과 개선에 도움을 줄 수 있다.

이에 본 연구에서는 관련 선행연구를 바탕으로 사회복지사의 주도적 직무행동과 직무번영감, 직무성과, 이직의도 간의 관계를 실증적으로 규명하고 동시에 이러한 관계가 이용시설과 생활시설 종사자 간에 어떠한 경로차이가 발생하는지를 추가적으로 검증하고자 한다. 이처럼 이용시설과 생활시설간의 집단간 경로차이를 살펴보는 가장 큰 이유 두 시설이 서로의 기능과 역할은 물론 조직운영 및 관리적인 측면에서 명확하게 대별되는 특징이 강하며 또한 이렇게 두 시설 간의 차이를 객관적이고 실증적으로 검증하는 것이 사회복지 실천적 함의를 제시함에 있어 보다 유용하기 때문이다.


2. 이론적 논의

1) 주도적 직무행동과 이직의도의 관계

조직구성원은 예측 불가능하고 역동적인 작업 환경에서 유연해야 하고, 혁신을 통해 긍정적인 성과를 내야 하기 때문에, 높은 성과를 낼 수 있는 잠재력을 지닌 능동적인 조직구성원과 함께 일하는 것은 조직의 생존과 번영을 위해 중요하다(Grant, 2000). 직무에 있어 주도적 직무행동(agentic work behavior)은 직장에서 직원의 “활동적이고 목적이 있는 행동”을 의미하는 개념으로 직무몰입, 높은 직무성과나 직무번영과 연관되는 변수로 연구되어 왔다(Spreitzer et al., 2005; Perterson et al., 2013). 주도적 직무행동은 직무몰입(task focus), 탐험(exploration), 주의깊은 관계(heedful relationship)의 3가지 차원으로 구성된다. 직무몰입(task focus)은 직무의 목적을 달성하기 위해 직원에게 요구되는 헌신과 집중을 의미하며, 탐험(exploration)은 발견과 혁신, 위험감수를 통해 새로운 작업방식을 추구하는 경향, 주의깊은 관계(heedful relationship)는 주도성을 가지고 타인과의 상호의존을 확장하려는 노력을 말한다(주연선, 2023). 주도적 직무행동의 각 차원은 이직의도를 낮추기 위한 사전예방적 활동으로 일을 성사시키키 위한 통제력을 갖는 것으로 묘사된다(Parker & Collins, 2010).

주도적 직무행동과 이직의도의 관계를 검증한 선행연구를 살펴보면, Robinson James(2022)는 주도적 행동이 조직원의 직무열의를 높이고 이직의도를 줄인다고 밝혔고, Inyong Shin & Chang-Wook Jeung(2019)은 직무요구-자원모델을 기반으로 개인이 가진 자원이나 직무자원을 통해 이직의도를 예측할 수 있으며, 대표적인 직무자원으로서 직무자율성이 주도적 행동과 이직의도 사이를 조절할 수 있다고 밝혔다. 주도적 직무행동과 유사한 개념인 적극적 성격, 자율성 등 능동적 개인특성(proactive personality)이 예방한다는 연구들도 있는데 Yang, Jixia, Huo(2011)는 업무수행에 있어 능동적 성격(proactive personality)이 대인관계 도움과 낮은 이직의도와 관련이 있으며 사회적 자본이 이를 매개한다고 밝혔다. Xanthopoulou et al.(2013)은 유럽 다섯 개국의 조직구성들을 대상으로 조사한 결과, 주도적 직무행동이 높은 조직원들은 이직의도가 낮은 것으로 나타났으며, 조직 내에서 자신의 역할에 대해 높은 수준의 자율성을 경험하는 조직원들은 이직의도가 낮았다는 것도 발견하였다.

최근에는 주도적 직무행동의 세부요소와 이직의도와의 관계를 조사하는 연구도 이루어지고 있는데 핀란드의 사회복지사를 대상으로 한 연구에서 직무몰입이 높을수록 이직의도가 낮은 것으로 나타났으며(Ahola et al., 2020), 이는 한국 사회복지사들을 대상으로 한 연구에서도 동일하게 적용되었다(서연숙, 김윤찬, 2007; 오인수 외, 2007; Kim et al., 2020). 탐험(exploration)적인 성향이 높은 사회복지사들은 이직의도가 낮은 것으로 나타났으며(Carmeli & Weisberg, 2006; Parker et al., 2010), 주의깊은 관계(heedful relationship)가 높은 직원들은 이직의도가 낮은 것으로 나타나(Liu et al., 2020) 주도적 직무행동의 각각의 하위요인 역시 이직의도 감소에 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

2) 주도적 직무행동과 직무번영감, 직무성과의 관계

직무번영감(thriving at work)이란 직무수행 과정에서 느끼는 활력(vitality)과 학습(learning)이 결합된 개념으로서 개인이 일에서의 긍정적 의미를 획득함을 통해 성장하는 경험을 의미한다(주연선, 2023). Spreitzer et al.(2005)은 주도적 직무행동과 직무번영감 사이의 관계를 규명한 대표적인 학자로서 사회배태모델(A socially embedded model)을 주장였다. 사회배태모델은 직무번영감이 발생하는 매커니즘에 대한 이론으로서 직무번영감이 조직구성원의 주도적 직무행동을 통해 형성된다고 주장한다. 이에 주도적 직무행동을 직무번영감의 엔진(engine)이라고 표현할 정도로 강력한 선행요인임을 입증하였다. 주도적 직무행동와 직무번영감의 관계에는 많은 연구들이 누적되어 있다. 직무번영감에 대한 메타분석 연구에서는 주도적 직무행동의 3가지 차원인 직무몰입, 탐색, 주의 깊은 관계 모두가 직무번영감과 관련된다고 밝혔으며(Liu et al., 2021), 개인적 직무번영 이외에도 조직의 번영에도 영향을 미친다고 알려져 있다(Harris et al., 2020). Paterson et al.(2013)은 심리적 자본과 상사의 지지가 직무번영감에 미치는 영향에 대한 연구에서 주도적 직무행동의 매개효과를 검증하였고, Niessen et al.(2011)은 사회복지사의 주도적 직무행동에 영향을 미치는 요인으로서 긍정적 의미, 관계자원, 지식이 있으며 주도적 직무행동이 직무번영감에 유의한 영향을 미쳤다고 밝혔다. 이외에도 Riaz(2019)는 주도적 직무행동의 한 차원으로서 주의깊은 관계(heedful relating)는 직무번영의 활력감과 학습감을 높이고 혁신적 직무행동(Inovative work behavior)를 높이는데 기여하였음을 검증하였고, Harris et al.(2020)은 직무번영감에 대한 혼합연구방법론 연구를 통해 주도적 직무행동이 직무번영감에 영향을 미치는 변수임과 동시에 개인적 번영, 집단적 번영에도 영향을 미쳤음을 보고하고 있는 등 주도적 직무행동이 직무번영의 강력한 선행요인임을 시사하고 있다.

주도적 직무행동은 직무성과에도 영향을 미치는 요소이다. 주도적 직무행동을 하는 직원은 새로운 아이디어를 제시하고 문제를 해결하기 위한 노력을 기울이기 때문에 이러한 행동의 결과는 높은 직무성과와 직결된다(Parker et al., 2006; Xu, Loi, & Chan, 2016)는 정서지능, 주도적 직무행동, 직무성과와의 관계에 대한 연구에서 정서지능과 주도적 직무행동이 직무성과를 높이는 데에 긍정적인 영향을 미쳤다고 보고하고 있다. 주도적 직무행동과 개념적으로 유사한 주도적 성격(proactive personality)이나 혁신적 업무행동(innovative work behavior), 조직시민행동(organizational citizenship behavior) 등이 있는데, 국내에서는 주도적 성격, 혁신행동, 조직시민행동이 직무성과에 미치는 영향을 검증한 연구들을 통해 직무수행에 있어서의 주도성 및 자발성이 직무성과를 높이는 주요한 요인이 된다는 근거를 폭넓게 축적하고 있다(Liang Wei et al., 2014; 우석봉, 2001; 배귀희, 2007; 김동환, 양인덕, 2008; 김동욱 외, 2014; 이형룡, 황서현, 2015; 남승하, 정종원, 2017).

3) 직무번영감 및 직무성과와 이직의도의 관계

직무번영감과 관련된 연구들은 크게 두 가지로 나뉠 수 있는데 번영감의 선행요인을 탐색하고자 하는 연구, 직무번영감의 결과로서 효과성을 탐색하고자 하는 연구로 나뉠 수 있다. 번영감의 선행요인으로 밝혀진 변수들은 번영감과 관련 메타연구를 통해서 심리적자본, 핵심자기평가, 신뢰, 변혁적 리더십 등으로 다양하게 밝혀지고 있다(Kleine et al., 2019) 직무번영감은 직무에의 소진(Porath et al., 2012; Paterson et al., 2014)이나 직무를 이탈하는 이직의도에도 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 직무번영감이 높은 조직원은 자신이 하는 일에 대한 만족이 높기 때문에 이직을 하지 않아도 일상에서 충분한 보상을 느끼게 된다. 또한 일의 의미와 목적을 명확하게 이해하고 자신이 하는 일이 조직에 기여하는 것을 느끼기 때문에 조직에 대한 충성도가 높아져 이직 가능성이 줄어든다(Luthans, Youssef, & Avolio, 2007). 직무번영과 이직의도의 상관관계를 밝힌 대표적인 연구로 Paterson(2014)의 연구결과에 의하면 직무번영감이 높은 직원들이 이직의도가 낮은 것으로 나타났으며, 직무번영감이 이직의도를 낮추는데 있어 조직내 지원이 큰 역할을 하는 것이 밝혀졌다. 즉 조직에서 개인의 역량을 인식하고 적절한 지원을 제공할수록 직원의 직무번영감이 높아지고 이직의도가 낮아지는 것으로 설명하고 있다. 비슷한 맥락의 연구로 Eby(2020)의 연구에도 직무번영감과 이직의도 사이의 음의 상관관계를 밝혀냈으며, 조직지원, 리더십의 조절효과를 검증하였다.

직무성과와 이직의도 간의 관계에 대한 기존연구들은 서로 상반되는 결과를 제시하고 있다. Brown & Peterson(1993)은 직무성과가 높을수록 이직의도가 낮아진다고 주장하는데, 직무성과가 높으면 만족스러운 근무경험을 할 수 있기에 조직에 머무르기 원할 확률을 높여 이직의도가 줄어든다는 것이다. Tett와 Meyer(1993)의 직무만족도 이론에 의하면 직무성과가 높은 직원들은 조직에서 더욱 높은 지위나 보상을 받을 가능성이 높아지기 때문에 이직의도가 낮아진다. 이러한 직무성과와 이직간의 부적 관계(nagative relationship)에 반하여 오히려 정적인 관계(positive relationship)을 주장한 학자들도 있다(March & Simon, 1958; Heneman et al., 2000). 즉 직무성과가 높은 사람이 다른 조직으로의 이동이 용이하기 때문에 더 쉽게 이직할 수 있다는 논리이다. 또한 직무성과가 높음에도 불구하고 그에 상응하는 보상을 받지 못한 조직원의 경우 조직구조의 공정성을 이유로 이직하는 경우도 있다고 설명하기도 한다. 또 다른 흥미로운 연구는 직무성과와 이직의도간 U자 모형의 곡선적 관계가 있다고 주장한 Williams & Livingstone(1994)의 연구이다. 이 연구에서는 직무성과에 있어서 고성과자와 저성과자의 이직의도가 둘다 중간 수준의 성과를 가지는 조직원보다 높으며, 실제 이직의 실행에 있어서도 고성과자나 저성과자의 극단적 케이스가 이직을 더 빈번히 하는 경향이 있음을 확인하였다. Lee & Mitcheel(1994)의 자발적 이직의도 모형에 의하면 많은 직원이 인사고과나 직장에서의 부정적 사건에 의해 조직을 떠나지만, 이러한 급작스런 이직 결정에 과정에서 어떤 정서를 촉발한다는 점을 인정할 필요가 있다고 하며 직무만족의 매개 가능성을 제기하였다. 이와는 다르게 부정적 인사고과나 낮은 보상이 개인에게 이직의도를 높이는 것은 맞지만 그때 즈음에 더 좋은 입사 제의가 들어오거나 상황적이 호의적일 때 바로 이직을 감행할 수 있다고 보기도 한다(Allen & Griffeth, 1999). Singh(1999)도 역시 직무성과가 이직의도에 직접적 영향을 미치지는 않으나 직무만족과 같은 매개변수를 통하여 이직의도에 영향을 미친다고 주장하였다.

이러한 설명들에 의하면 직무성과와 이직 사이에는 단선적으로 규명되지 않은 복합적 요인들이 있을 수 있다는 것을 유추할 수 있다. 본 연구를 통하여는 한국의 사회복지 현장에서 종사하는 사회복지사의 경우는 직무성과가 이직의도와 어떤 상관관계를 가지는지 검증하는 것은 사회복지사의 이직에 대한 새로운 시사점을 제공해 줄 수 있을 것이다.


3. 연구방법

1) 연구모형

본 연구는 사회복지사를 대상으로 주도적 직무행동과 직무번영감 및 직무성과, 이직의도 사이의 인과관계를 검증하고 동시에 이러한 관계가 시설유형에 따라 어떠한 차이가 발생하는지를 규명하기 위함이다. 이를 도식화한 연구모형은 <그림 1>과 같다.

<그림 1>

연구모형

2) 연구자료

본 연구의 모집단은 사회복지시설에 재직 중인 2급 이상 사회복지사로 해당 시설에서 시설장을 제외한 근무 경력 1년 이상의 사회복지사를 대상으로 한다. 사회복지시설 정보시스템 자료를 표본 추출틀로 활용하여 전체 모집단의 표본 추출틀을 만들었으며 시설 소재지역과 시설유형을 기준으로 계통추출법을 이용하여 조사대상 시설을 추출하였다. 각 지역과 시설유형별 표본을 우선 할당한 후 비례배분을 실시하여 조사대상 표본을 추출하였다.

대전시 총 869개 사회복지시설 중 조사대상 시설을 권역별, 유형별 할당하여 79개소로 선정하였으며 조사참여 협조요청을 위한 전화조사를 우선적으로 실시한 후 연구대상자 모집공고문, 연구참여자 설명문, 연구참여 동의서를 포함하여 온라인을 통한 설문조사를 진행하였다. 연구 대상자의 표본수는 G*Power 프로그램을 활용하여 구조방정식 분석에 필요한 유의수준 0.5, 중간정도의 효과크기 .15, cohen의 법칙에 따라 검정력 .90 으로 계산하여 표본을 산출한 결과 최소 134명의 연구참가자가 요구되는 것으로 나타나 본 연구는 적정 표본 수를 충족하는 것으로 나타났다. 조사기간은 2022 년 7월 20일부터 8월 30일까지 총 40일 동안이었으며 대상 사회복지사의 응답 중 총 339개의 응답을 최종 분석에 활용하였다.

3) 연구 변인

(1) 독립변수: 주도적 직무행동

주도적 직무행동(Agentic work behavior)은 직장에서 직원의 활동적이고 목적이 있는 행동을 의미하며 업무초점, 탐험, 주의 깊은 관계의 3가치 차원으로 구성되는 개념이다. 주도적 직무행동의 측정은 각 하위차원인 업무초점, 탐험, 주의깊은 관계로 구성된 척도를 활용하였다(Porath et al., 2012). 주도적 직무행동(Agentic work behavior)은 주체적 업무행동 등으로 번역될 수 있으나 국내 연구에서 ‘주도적 직무행동’으로 주로 번역하고 있고(최권호, 2020; 주연선, 2023), 원어의 의미전달도 가장 명확하다고 판단되기에 해당 표현을 사용하였다.

직무몰입(task focus)은 Rothbard(2001)의 직무몰입 척도로 “나는 내 일에 대해 생각하는 데 많은 시간을 보냈다”, “나는 내 일에 많은 관심을 기울인다” 등의 3개의 항목으로 구성되었다. 탐험(exploration)은 Kashdan et al.(2004)의 호기심과 탐험 인벤토리(Invertory)를 사용하여 측정하였다. 문항은 “어디를 가든지 새로운 것, 경험을 찾는다”, “새로운 상황에서 최대한 많은 정보를 적극적으로 찾는다” 등의 3개의 항목이 포함되어 있다. 주의 깊은 관계는 Staufenbiel & Hartz (2000)의 척도를 활용하였으며 “나는 다른 사람들이 일이 많을 때 도와준다”, “나는 동료들과의 어려움을 예방하기 위해 적극적으로 노력한다” 등의 4개의 항목이 포함되어 있다. 총 10문항을 사용하여 Likert 5점 척도로 측정하였으며 원 척도인 Porath et al.(2012)의 연구에서 신뢰도는 0.81이었고, 본 연구에서 Cronbach’s α는 .864이다.

(2) 매개변수: 직무번영감

직무번영감(thriving at work)은 조직구성원이 업무수행과정에서 에너지의 충만함과 자신감을 느끼고, 또 자신의 일을 통해 스스로 발전해 가고 있다는 느낌을 갖는 상태를 의미한다. 직무번영감의 측정을 위해서 Porath, Spreitzer, Gibson, & Garnett(2012)의 직무 번영감(thriving at work) 척도를 재구성하여 최정금, 김명소(2018)가 개발한 한국판 직무번영감 척도를 사용하였다. 최정금, 김명소(2018)의 연구는 기존 Porath et al.(2012)의 직무번영감 척도 24개 문항에 대한 탐색적, 확인적 요인분석을 통해 국내 사용에 적합한 문항을 추출하고 타당성을 검증하여 직무번영감의 하위차원인 활력감에 대한 질문 5문항, 학습감에 대한 질문 5문항으로 총 10문항으로 구성한 척도로 이다. 해당 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 .954이다.

(3) 매개변수: 직무성과

직무성과의 측정을 위해서는 Kim(2018)의 연구에서 사용된 척도를 사용하였다. 본 연구에서 사용된 직무성과 척도는 개인이 맡은 직무를 성공적으로 수행하는지를 측정하며, 개인과 조직의 성공 가능성을 예측할 수 있는 척도이다. 직무성과 척도에서는 업무성과에 대한 만족, 업무수행능력의 향상, 직무를 통해 회사에 기여하는 정도, 주어진 업무를 착오 없이 수행하는 정도 등을 총 4문항을 통해서 측정한다. 직무성과 척도의 내적일관성 신뢰도(Cronbach’s α) 값은 .823이었다

(4) 종속변수: 이직의도

Mobley(1982)와 Becker(1992)의 연구에서 개발된 이직의도 측정도구(Turnover intention scale)를 Kim(2007)이 한국 상황에게 적합하도록 수정한 도구를 사용하였다. 도구는 총 6개의 문항으로 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 그렇다’의 5점 Likert척도로 이루어져 있고 4번 문항은 역문항으로 되어있으며 점수가 높을수록 이직의도의 정도가 높다는 것을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Kim(2007)의 연구에서 Cronbach’s alpha=.76이었고, 본 연구에서 Cronbach’s alpha=.75이었다.

4) 자료분석 방법

분석대상자의 인구사회학적 특성과 소속기관의 특성을 살펴보기 위해 빈도분석을 실시하였으며 주요 잠재변인의 수준을 파악하기 위해 기술분석 그리고 상관관계 분석을 실시하였다. 다음으로 구조방정식 통해 본 연구에서 살펴보고자 하는 주요 잠재변인 간의 인과관계와 적합도를 검증하고자 구조모형분석을 실시하였다. 또한 유의미한 인과관계를 갖는 잠재변인에 대한 영향력의 효과 크기를 살펴보기 위해 효과분해를 실시하였으며 동시에 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트랩핑(bootstrapping) 검증을 실시하였다. 구조방정식 모형추정 방법으로 본 연구에서는 최대우도법(maximum likelihood method)을 사용하였다.

최대우도법은 측정변수가 다변량 정규분표(multivariate normal distribution)의 가정을 충족할 때 정확한 미지수 추정을 가능하게 하며 정규분포의 가정을 일부 벗어나더라도 표본크기만 적절하다면 미지수 추정에 문제가 없다는 장점이 있다(강현아 외, 2008). 또한 본 연구에서 설정한 연구모형의 적합도 판정을 위해 χ2값을 비롯하여 CFI(Comparative fit index), TLI(Turker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 사용하였다. χ2 검증의 경우 샘플 사이즈의 크기가 커질수록 χ2값 역시 함께 증가하는 등 표본 크기에 민감하게 영향을 받는 단점이 존재한다. 따라서 연구모형의 적합성을 판단할 수 있는 또 다른 지수도 함께 고려해야 한다. TLI는 표본크기에 영향을 받지 않으며 모형의 오류와 간명성을 고려하면서 모형을 평가할 수 있다 장점이 있다(Browne & Cudeck, 1993). CFI는 비록 모형의 간명성을 고려하지는 않지만 샘플 사이즈에 민감하게 반응하지 않는 장점을 갖는다. RMSEA의 경우 모형의 오류와 간명성을 동시에 고려하는 장점이 있다. 일반적으로 TLI와 CFI 의 경우 .09이상이면 좋은 적합도로 판단하고, RMSEA는 .1미만이면 좋은 적합도(good fit), .05미만이면 아주 좋은 적합도(very good fit)로 판단할 수 있다. 이상의 구조방정식 분석은 AMOS. 24.0을 사용하였다.


4. 연구결과

1) 일반적 특성

본 연구 대상에 대한 일반적 특성을 파악하기 위해 성별을 비롯하여, 연령대, 교육수준, 기관형태, 근무기간, 직급 등을 확인한 결과는 <표 1>과 같다.

인구사회학적 특성(N=339)

2) 주요 변인의 특성

주요 변수의 기술통계 및 정규성을 검토한 결과는 <표 2>에 제시된 바와 같다. 구체적인 내용을 살펴보면, 독립변수인 주도적 직무행동은 5점 만점에 평균 3.87점(SD=.49)으로 나타났다. 종속변수인 이직의도 평균 3.16(SD=.62)로 나타났다. 매개변수인 직무번영감은 평균 3.49점(SD=.78), 직무성과는 평균 3.71점(SD=.68)으로 분석되었다. West 외(1995)는 정규분포의 기준을 |왜도| <3, |첨도| < 8로 제시하고 있다. 주요 변수들의 왜도와 첨도를 확인해 본 결과 각각 절댓값이 모두 기준값을 충족하여 본 연구에서 사용한 변수들이 정규성을 띄고 있는 것을 알 수 있다. 이는 이후 구조방정식모형을 적용하는 것에 문제가 없음을 의미한다.

주요변인의 기술통계

3) 잠재변인간 상관관계

주요 변수 간 상관관계를 확인한 결과는 <표 3>과 같다. 구체적으로 주도적 직무행동은 직무번영감(r=.521, p<.01) 및 직무성과(r=.503, p<.01)와 통계적으로 유의미한 정(+)적 상관관계를 갖는 것으로 나타났다. 그러나 이직의도와는 유의미한 상관관계가 나타나지 않았다. 직무번영감은 직무성과(r=.334, p<.01)와 정(+)적 상관관계를, 직무성과 역시 이직의도(r=204, p<.01)와 정(+)적 상관관계를 갖는 것으로 나타났다. 일반적으로 변수 간의 상관계수가 .8 이상이면 다중공선성의 발생 가능성이 존재한다고 볼 수 있으나, 이러한 가능성은 없는 것을 확인할 수 있다. 그러나 본 연구에서는 실제 다중공선성 여부를 보다 엄격히 판단하기 위해 다중회귀분석을 통해 VIF가 10을 넘는지를 확인하였으며 그 결과 모든 측정변수가 1을 약간 넘는 정도로 나타나 다중공선성 발생의 문제는 없는 것으로 확인되었다.

주요 변인 간 상관관계

4) 측정모형 및 구조모형 분석

각 잠재변인간의 인관관계를 검증하기 위한 구조모형 분석에 앞서 본 연구모형의 잠재변수인 주도적 직무행동과 직무번영감 및 직무성과, 이직의도가 이론적 개념을 얼마나 잘 반영하고 있는가를 검증하기 위해 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis, CFA)을 통한 측정모형 분석을 실시하였다. 분석결과 측정모형의 적합도는 χ2= 53.558(df=21), TLI=.944, CFI=.9968, RMSEA= .072로 상당히 양호한 것으로 확인되었다.

다음으로 구조모형 분석을 통해 주요 잠재변수 간의 인과관계를 검증을 실시하였다(<표 5> 참조). 분석결과 구조모형의 적합도는 χ2=53.559 (df=22), TLI=.948, CFI=.969, RMSEA=.069로 나타나 만족할 만한 적합도를 갖는 것으로 나타났다. 구체적인 인과관계를 살펴보면 주도적 직무행동은 직무번영감(β=.672, p<.001)과 직무성과 (β=.628, p<.001)에 정(+)적인 영향을 미쳤으나 이직의도에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉, 주도적 직무행동이 높을수록 사회복지사의 직무번영감과 직무성과는 높아지나 이직의도와는 인과관계가 없음을 의미한다. 매개변수인 직무번영감은 이직의도에 부(-)적으로 영향을 미쳤으며(β=-.344, p<.01) 직무성과는 이직의도에정(+)적으로 영향을 미쳤다(β=.346, p<.01). 즉, 직무번영감이 높을수록 이직의도는 낮아지며 직무성과가 높을수록 이직의도는 높아짐을 의미한다.

이에 본 연구에서는 초기 연구모형에서 통계적으로 인과관계가 유의미하지 않은 경로(주도적 직무행동→이직의도)를 제거함으로써 모형의 간명성을 높인 최적의 모형을 도출하기 위해 모형다듬기(기(model trimming)를 실시하였다. 모형다듬기란 초기의 연구모형에서 변수간의 인과관계가 유의미하지 않은 경로를 제거한 경쟁모형을 서로 비교하여 보다 모델의 간명성을 높인 최적의 연구모형을 도출하는 것을 의미한다(김광혁, 김예성, 2008). 이를 위해 χ2통계량 차이검정을 활용하였다(<표 4> 참조).

초기 연구모형과 경쟁모형간의 모형적합도 비교

분석결과 유의미하지 않은 경로를 제거한 경쟁모형의 경우 χ2는 53.559로 초기 연구모형에 비해 .445 증가하였으며 이는 자유도(df)가 1일 때 유의확률 .05수준에서 χ2분포 임계치인 3.84를 초과하지 않았다. 또한 다른 적합도 지수 역시 변화가 없거나 근소하게 향상된 것으로 나타났는데 이는 초기 연구모형과 경쟁모형간에 통계적으로 유의미한 차이가 없음을 의미한다(김종렬, 2014). 이에 본 연구에서는 보다 간명한 모형인 경쟁모형을 최종 연구모형으로 선택하였다.

초기 연구모형과 최종 선택된 경쟁모형의 인과관계를 <표 5>와 시각적으로 이해하기 쉽도록 그림으로 표현하면 다음과 같다(<그림 2> 참조). 이를 통해 알 수 있듯이 주도적 직무행동은 이직의도와 직접적인 인과관계가 없으며 매개변수인 직무번영감과 직무성과를 통해 간접적으로 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 이러한 분석결과는 사회복지사의 주도적 직무행동과 이직의도 사이의 관계에서 직무번영감과 직무성과를 통해 간접적으로 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 이러한 분석결과는 사회복지사의 주도적 직무행동과 이직의도 사이의 관계에서 직무번영감과 직무성과가 완전매개의 효과를 갖는 것으로 유추할 수 있다.

초기 연구모형과 경쟁모형간의 구조모형 분석결과

<그림 2>

초기 연구모형과 경쟁모형의 경로계수 비교

5) 효과분해 및 매개효과 검증

각각의 잠재변수 간의 영향관계를 직접효과와 간접효과, 총효과로 분해·확인하는 과정을 통해 주도적 직무행동과 직무번영감 및 직무성과, 이직의도 사이의 인과관계를 보다 심층적으로 이해할 수 있다. <표 6>에서 보는 바와 같이, 주도적 직무행동이 이직의도에 미치는 총효과는 .0791)였으나 이는 모두 직무번영감과 직무성과에 따른 간접효과임을 알 수 있다.

최종 연구모형의 효과 분해표

구체적인 내용을 살펴보면 직무번영감을 통해 이직의도에 미치는 간접효과(주도적 직무행동→직무번영감→이직의도)는 -.1675이며 직무성과를 통해 이직의도에 미치는 간접효과(주도적 직무행동→직무성과→이직의도)는 .2454이다. 따라서 주도적 직무행동은 직무번영감보다는 직무성과를 통해 이직의도 간접적으로 미치는 효과가 더 크다는 것을 알 수 있다. 또 이러한 효과분해를 통해 확인할 수 있는 것은 사실상 사회복지사의 이직의도에 가장 큰 효과를 갖는 것은 직무성과의 직접효과(.389)였다.

이상의 분석결과를 통해 알 수 있듯이 주도적 직무행동과 이직의도의 관계에서 직무번영감과 직무성과가 완전 매개효과를 갖는 것으로 유추할 수 있지만 이를 실제로 확인하기 위해서는 별도의 매개효과 유의성 검증을 실시하고 그 결과를 통해 판단해야 한다(김계수, 2012).

이에 본 연구에서는 팬텀변수(Phantom Variables)를 활용하여 각각의 매개변수에 대한 매개효과를 검증하였다. 본 연구와 같이 2개 이상의 다중 매개변수가 모형에 존재하는 경우 일반적인 부트스트랩핑(bootstrapping) 검증 방법을 통해서는 각각의 매개변수에 대한 매개효과를 검증할 수 없다. 왜냐하면 부트스트래핑을 통한 매개효과 검증은 2개 이상의 매개변수가 있을 경우 이를 합친 전체 매개효과에 대한 검증 결과만 제시하기 때문이다(허준, 2013). 그래서 각각의 매개변수의 매개효과를 확인하기 위해서는 팬텀변수를 활용하여 매개효과를 검증할 필요가 있다(홍세희, 2011).

분석 결과 주도적 직무행동과 이직의도의 관계에서 직무번영감의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 -.917~.038의 상한값과 하한값 사이에 ‘0’을 포함하고 있어 매개효과가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 그러나 직무성과의 경우 95%의 신뢰구간에서 .101~1.153의 상한값과 하한값을 보이고 있으며 ‘0’을 포함하지 않아 p.<.05 수준에서 통계적으로 유의미한 매개효과를 갖는 것으로 나타났다(<표 7> 참조).

팬텀변수 활용한 매개효과 검증 결과

6) 시설유형에 따른 다중집단 분석

최종 연구모형이 시설유형(이용시설 vs 생활시설)에 따라 어떠한 경로차이가 발생하는지를 검증하기 위해 다중집단 분석(multi-group analysis)을 추가적으로 실시하였다. 첫 번째 단계로 본 연구에서 설정한 잠재변인이 이용시설과 생활시설, 두 집단에서 모두 동일하게 인식되고 있는지 확인하기 위해 측정동일성 검정을 실시하였다. 측정동일성 검정은 <표 8>과 같이 5단계의 절차를 거친다.

다중집단 측정동일성 검정 결과

우선 모형의 형태 외에 아무런 제약을 가하지 않은 비제약모형의 모형 적합도는 χ2=69.817(p<.001), TLI=.953, CFI=.972, RMSEA=.048로 나타나 집단 간 형태동일성은 문제가 없는 것으로 확인되었다. 또한 비제약모형과 제약모형1~4의 χ2 차이 검정 결과 모두 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났는데 이는 모든 단계의 측정동일성이 만족함을 의미한다. 즉, 두 집단은 모형 형태뿐만 아니라 잠재변수와 측정변수간 요인계수, 잠재변수간 공분산, 측정오차의 분산의 측정동일성이 모두 확보되어 다중집단 경로분석을 진행하는 데 문제가 없는 것을 의미한다(<표 9> 참조).

다중집단 경로분석 결과


5. 결 론

본 연구는 사회복지사의 주도적 직무행동과 직무번영감 및 직무성과, 이직의도 사이의 인과관계를 검증하기 위하여 구조방정식 모형과 다중매개효과 분석을 실시하였다. 주요 분석결과를 살펴보면 사회복지사의 주도적 직무행동은 직무번영감과 직무성과에 정(+)적인 영향을 미쳤으나 이직의도에는 영향을 미치지 않았다. 직무번영감은 이직의도에 부(-)적인 영향을, 직무성과는 이직의도에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 주도적 직무행동과 이직의도 사이에서 직무성과는 완전 매개효과를 갖는 것으로 검증되었으나 직무번영감의 매개효과는 없는 것으로 분석되었다. 다중집단 분석결과 이용시설에서는 사회복지사들이 인지하는 직무번영감이 이직의도에 부(-)적인 영향을 미치는 것으로 분석되었으나, 생활시설의 경우 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 분석결과를 통한 발견과 논의는 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 주도적 직무행동이 이직의도에 미치는 과정을 설명하는데 있어 직무번영감과 직무성과가 다중매개적 효과를 갖는지를 규명하고자 했다. 연구결과 주도적 직무행동이 이직의도에 직접적으로 영향을 미치기 보다는 직무성과를 통해서 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 주도적 직무행동과 이직의도를 직접적 관계로 보기보다는 이직의도가 발생하는 맥락과 경로에 의해 이해할 필요가 있음을 시사한다. 주도적 직무행동은 노동자 스스로가 자신의 일에 대한 자율성 및 재량을 가지고 있다는 인식에서 출발하며, 직무에서 주도성이 높을수록 탐험과 직무에 대한 열정과 몰입이 높아지게 되므로 높은 직무성과와 관계된다는 선행연구 결과와 일치하며(Parker et al., 2006; Ryan & Deci, 2000) 사회복지사의 직무성과를 높이기 위해 주도성이 발현될 수 있는 환경조성이 필요함을 시사한다. 직무성과와 이직의도의 관계에 대한 다수의 선행연구(March & Simon, 1958; Brown & Perterson, 1993; Williams & Livingstione, 1994; Heneman et al., 2000)에서는 높은 직무성과가 이직의도 낮춘다는 결과와 높인다는 서로 상반된 결과가 공존하고 있는데 이를 본 연구 대상인 국내 사회복지사에 대입해 본 결과 직무성과가 높을수록 이직의도가 높아지는 결과를 확인하였다. 사회복지기관의 경우 처우 개선에도 불구하고 임금체계의 기관별 편차가 크지 않고 스카우트나 파격적인 연봉협상에 대한 제안 등 외부적 보상에 대한 기대가 일반 기업체나 영리 조직에 비해 높지 않기 때문에 높은 직무성과를 내는 조직원일수록 타 조직이나 다른 분야로의 이직의도가 높을 수 있음을 예상할 수 있다. 이는 선행연구에서 직무성과가 높은 사람은 다른 조직이나 분야로의 이동이 용이하기 때문에 더 쉽게 이직할 수 있다는 논리와 맥을 같이한다(March & Simon, 1958; Heneman et al., 2000).

둘째, 둘째, 주도적 직무행동은 직무번영감에 직접적인 영향을 주는 변수로 확인되었는데, 사회복지사가 직무에 대한 긍정적 경험인 번영(thriving)하기 위한 주도적 직무행동의 선행요인으로서의 유용성을 실증적으로 보여주는 결과이다. 주도적 직무행동을 하는 조직구성원은 업무를 수행하는 동안 직무에 대한 높은 만족과 자기능력을 경험한다. 주도적인 사회복지사는 업무에 책임감과 자율성을 가지고 몰입하게 되기 때문에 더 많은 직무번영을 경험할 것으로 예상 할 수 있다. 이는 주도적 직무행동이 높을수록 직무번영감이 높을 것이라는 Spreitzer et al.(2005), Niessen et al.(2011), Paterson et al.(2013), Liu et al.(2021) 등의 연구결과를 지지하는 결과이다.

셋째, 다중집단분석을 통한 시설 유형별 차이를 검증해본 결과 이용시설에서는 직무번영감과 이직의도간 부(-)적 관계가 있음이 확인되었지만 생활시설에서 유의하지 않았다고 보고하였다. 이는 직무번영감(thriving at work)에 관한 연구에서 사회복지사의 직무특성에 따른 직무번영감 수준에 차이가 있음을 밝히고 있고(Niessen, 2012; 주연선, 2023), 사회복지사의 이직의도와 관련된 연구에서도 기관운영 형태 및 시설유형은 이직의도에 영향을 미치는 중요한 요인이라는 주장과도 일치한다(Kim & Stoner, 2008; 이재완, 이하나, 2015; 남석인 외, 2017).

본 연구는 사회복지사의 인적자원개발을 위한 기초자료를 제공하는 것을 목적으로 하며, 도출된 연구결과를 중심으로 다음과 같이 제언하고자 한다.

첫째, 사회복지기관과 조직은 주도성을 가진 사회복지사를 확보하고 그들이 오랫동안 기관에 머무를 수 있도록 직무환경을 개선할 필요가 있으며 성과에 대한 합리적 보상체계를 구축해야 한다.

사회복지사의 직무성과는 기관의 효율성에 기여할 뿐 아니라 클라이언트의 삶의 질에 영향을 미치는 중요한 문제이다. 그러나 경제적·정신적 어려움을 가진 클라이언트에게 서비스를 제공하는 직무특성상 감정노동, 공감피로 등이 많이 발생하여 높은 직무성과를 내기 어려운 상황이다(Ajala, 2017). 또한 가치지향적인 업무특성상 성과를 측정하기 어려우며 높은 성과를 내었다고 하더라도 성과에 따른 보상체계나 인센티브가 제한적이며 인사적체로 인하며 승진에 있어서도 한계가 있다. 사회복지사의 역량과 경험은 보상에 있어서 중요한 요소여야 하며, 업무능력과 전문성, 경력을 고려하여 합당한 보상이 제공되어야 한다. 또한 명확한 기준과 평가체계를 도입하여 사회복지사들이 자신의 직무성과에 대해 공정한 대우를 받을 수 있도록 하고 급여이외에도 복지 혜택, 휴가, 유연한 근무 조건, 교육 지원 등 다양한 혜택을 제공하여 사회복지사들이 직무에 만족하고 장기적으로 근무할 수 있도록 보상체계와 인센티브 시스템이 개선될 필요가 있다.

둘째, 사회복지사의 주도적 직무행동을 높일 수 있도록 개인내적차원의 자발성과 효능감 및 직무동기를 높일 수 있는 교육 프로그램을 마련할 필요가 있다.

변화하는 사회복지 현장에서 사회복지사의 주도성과 역량을 강화하기 위한 교육체계는 중요하다. 이에 사회복지사의 업무부하를 감소하고 자율성과 창의성을 증진시키기 위해 개발된 미국의 메릴랜드 대학(University of Maryland)의 직무재설계 프로그램(Work Redesign Intervention)을 소개하고자 한다. 프로그램은 5단계로 구성이 되며 1단계에는 사회복지사의 직무환경을 평가하고 직무스트레스에 영향을 미치는 요인을 조사한다(Assessing the Current Work Environment). 2단계에서는 직무에서 더욱 주도적으로 행동할 수 있도록 사회복지사 개인이 달성하고자 하는 목표를 설정하도록 돕는다(Identifying Goals). 3단계는 사회복지사의 역량과 관심에 따라 업무를 배분하고 조정하는 직무재설계 단계이며(Redesigning the Work Environment), 4단계는 직무를 더욱 효과적으로 수행할 수 있도록 필요한 기술과 능력을 강화(Building Skills), 5단계는 프로그램의 효과 평가 및 개선점을 파악하도록 하여 프로그램 참가자의 직무스트레스를 줄이고, 주도적 직무행동을 촉진하기 위한 프로그램이다(Evaluating the Intervention). 국내의 사회복지사 보수교육에 있어서도 이러한 프로그램의 아이디어와 구성요소들을 적용하여 사회복지사의 주도성을 높이고 업무수행의 효과성을 확충하기 위한 변화가 필요하다. 이를 토대로 지금까지는 부족했던 사회복지사의 주도적 직무행동이나 직무번영감에 대한 학술적 논의를 확대하고 사회복지사의 교육체계 및 보수교육의 문제점을 분석함을 통해 사회복지사의 전문적 역량 향상을 위한 심도있는 대안이 마련될 때 보다 실효성 있는 접근이 될 것이다.

셋째, 사회복지사의 이직을 예방하기 위해 이용시설, 생활시설별 차별화된 접근방법이 적용되어야 할 필요가 있다. 직무번영과 이직의도에 대한 이러한 시설유형별 차이는 사회복지사의 주도성의 부족이라는 개인적 차원의 한계나 문제로만 볼 것이 아니라 사회복지실천현장에서 사회복지사가 주도적 직무행동을 하기 어려운 구조적 장애물에 무엇이 있는지 조직 및 환경 차원의 접근이 필요함을 보여준다. 사회복지사들의 이직을 줄이기 위해서는 개인적 차원에서 주도성을 강화하고 역량을 증진시키는 것 뿐 아니라 구조적인 차원에서 사회복지사를 체계적으로 지원할 수 있는 환경을 만드는 것이 중요하다는 사실이 강조될 필요가 있다. 특히, 본 연구결과에 기반하여 이직의도간 이용시설과 생활시설이라는 시설유형별 차이에 대한 충분한 이해가 전제되어야 하며, 한정된 자원과 열악한 업무환경에 처해 있는 생활시설의 경우 처우개선과 함께 구조적 개선방향에 대한 폭넓은 논의가 확산되어야 한다. 사회복지사들이 전통적 범위의 직무수행 영역에서 확대되어 다양한 영역에서의 역할의 중요성을 인식할 수 있도록 사회복지실천 영역의 확대와 전문성의 강화를 위한 노력이 병행되어야 할 것이다.

본 연구는 국내 사회복지사들을 대상으로 주도적 직무행동이 이직의도에 어떠한 변수를 통해 영향을 미치는지를 분석함으로서 사회복지사의 직무에 있어서 주도적 직무행동의 중요성을 재조명했다는 것에 의의가 있다. 또한 본 연구에서는 기존의 이직의도 연구들(Kim & Stoner, 2008; Heneman et al., 2000; Paterson et al., 2014)을 확장하여 국내 사회복지사를 대상으로 직무번영감과 직무번영감과 직무성과가 이직의도에 다중매개효과를 갖는지를 분석함으로서 사회복지사의 이직을 예방하기 위한 논의를 확장하였다. 이러한 연구의 함의와 성과에도 불구하고 본 연구는 보완해야 할 몇 가지 한계점이 있다.

첫째, 본 연구는 사회복지사의 이직의도에 영향을 미치는 요인들에 대한 횡단적 연구로 특정 시점의 상태에 대한 조사를 기반으로 하였다는 한계가 있다. 특정시점의 이직의도는 사회복지사가 느끼는 이직의도가 연속적이고 지속적인 것인지 일시적으로 발생한 것인지를 담아내지 못하고 있기에 본 연구결과가 얼마나 일반화 될 수 있을지는 다소 모호한 측면이 있다. 향후 연구에서는 사회복지사의 이직의도에 영향을 미치는 다른 변수들을 포함하여 시간적 연속성과 변화과정을 고려한 종단연구가 수행될 필요가 있다.

둘째, 주도적 직무행동이라는 변수는 최근 해외 문헌에서는 다양하게 연구되고 있는 추세이나 국내에서 많이 연구된 바가 없는 새로운 개념으로서 본 연구를 통해 탐색적으로 적용해 보았기에 이론적 체계성과 정교함이 부족하다는 한계가 있다. 본 개념에 대한 이해를 돕고자 유사한 개념인 혁신행동(Innovative behavior at work), 주도적 성격(proactive personality), 직무능동성(proactivity at work) 등을 포함하여 각각 유사점과 차이점을 포괄할 수 있도록 개념적 검토를 통해 보완하였다. 향후 한국상황에 맞는 주도적 직무행동 척도의 개발을 통해 후속 논의가 확장될 필요가 있다. 마지막으로, 사회복지사의 이직의도에 대해 다루고 있지만 이직이 가지는 두 가지 개념상의 차이점을 고려하지 못하고 있다. 이직은 단순히 볼 때는 직장에서 떠나는 것을 의미하지만 세부적으로는 직장이직(firm mobility)과 직업이직(occupational mobility)의 두 가지 개념을 포괄하고 있다. 직장이직은 개인이 현재 근무하고 있는 조직을 떠나 다른 조직으로 이동이며, 직업이직은 개인이 현재 근무하는 직종을 떠나 다른 직종으로의 이동이라는 점에서 차이점이 존재한다(McDuff & Mueller, 2000; 이종화, 2020). 사회복지사의 이직의도도 마찬가지로 다른 사회복지기관이나 조직으로 이동하는지와 사회복지사가 아닌 다른 직종으로 전환하는 이직인지에 따라 그 양상이 다를 것이고, 결정하는 요인도 다를 수 있다. 특히 본 연구의 결과는 높은 직무성과일수록 이직의도가 높다는 결과이기 때문에 고성과자가 동일 분야내 다른 조직으로 이직하는지, 분야를 떠나 일반기업 등 타직종으로 이직하는지를 구분하여 살펴보는 것은 의미가 있다. 본 연구를 통해 주도적 직무행동이 이직의도에 미치는 영향에 대해 검증하였으나 이러한 이직의도가 직장이직에 관한 것인지, 직업이직에 관한 것인지는 면밀히 탐색하지 못하였다는 한계가 있다. 후속연구를 통해 향후 관련된 영향요인들을 보다 다각적이고 실증적으로 검증해냄으로서 한국 사회복지사가 처한 특수한 환경에서의 이직이 어떠한 양상을 나타나는지 보다 포괄적 이해의 틀을 확장할 필요가 있다. 본 연구를 통해 사회복지사의 주도적 직무행동을 높이고 번영할 수 있도록 하는 교육적 개입이 사회복지현장에서 더욱 확산되기를 기대한다.

Acknowledgments

본 논문은 주연선(2023)의 박사학위 논문을 기반으로 작성되었음.

Notes

1) 주도적 직무행동이 이직의도에 미치는 총효과는 다음과 같이 계산된다.직접효과A(주도적직무행동→이직의도: 0)간접효과B(주도적직무행동→직무번영감×직무번영감→이직의도: .670×-.250=-0.1675간접효과C(주도적직무행동→직무성과×직무성과→이직의도: .631*.389=0.2454총효과A+B+C=0-.1675+.2454=.078

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<그림 1>

<그림 1>
연구모형

<그림 2>

<그림 2>
초기 연구모형과 경쟁모형의 경로계수 비교

<표 1>

인구사회학적 특성(N=339)

구분 내용 백분율(%)
성별 남자 97 28.6
여자 242 71.4
연령대 20대 57 16.8
30대 125 36.9
40대 77 22.7
50대 이상 80 23.6
교육수준 전문대 졸업 69 20.4
대학교 졸업 26 60.8
석사 졸업 59 17.4
박사 졸업 5 1.5
기관형태 이용시설 251 74.0
생활시설 78 23.0
기타 10 2.9
근무기간 5년 미만 118 34.8
5-10년 미만 89 26.3
10-15년 미만 88 26.0
15년 이상 44 13.0
직급 일선 사회복지사 189 46.6
주임 사회복지사 34 9.1
팀장급 38 11.2
과장급 이상 78 23.0

<표 2>

주요변인의 기술통계

변수 평균 표준편차 왜도 첨도
주도적 직무행동 3.87 .49 .12 -.10
직무번영감 3.48 .78 -.32 .06
직무성과 3.71 .68 .05 -.32
이직의도 3.16 .62 -.20 .01

<표 3>

주요 변인 간 상관관계

변수 주도적 직무행동 직무번영감 직무성과 이직의도
주도적 직무행동 1
직무번영감 .521** 1
직무성과 .503** .334** 1
이직의도 .095 -.099 .204** 1

<표 4>

초기 연구모형과 경쟁모형간의 모형적합도 비교

모형 χ2(df) TLI CFI RMSEA △χ2 △df 비고
1) 「주도적 직무행동 → 이직의도」 경로를 제거한 모형
초기모형 53.559(22) .948 .969 .069 - - 기각
경쟁모형1) 54.004(23) .952 .969 .067 .445 1 채택

<표 5>

초기 연구모형과 경쟁모형간의 구조모형 분석결과

경로 초기모형 경쟁모형
B β S.E C.R B β S.E C.R
***p<.001, **p<.01
주도적 직무행동→직무번영감 1.582 .672*** .209 7.588 1.569 .670 .208 7.544
주도적 직무행동→직무성과 1.373 .628*** .191 7.196 1.382 .631 .190 7.253
주도적 직무행동→이직의도 .259 .105 .331 .783 - - - -
직무번영감→이직의도 -.362 -.344** .122 -2.972 -.247 -.250 .087 -2.826
직무성과→이직의도 .392 .346** .131 2.986 .412 .389 .116 3.546

<표 6>

최종 연구모형의 효과 분해표

경로 총효과 직접효과 간접효과
주도적직무행동→이직의도 .078 .000 .078
주도적직무행동→직무번영감 .670 .670 .000
직무번영감→이직의도 -.250 -.250 .000
주도적직무행동→직무성과 .631 .631 .000
직무성과→이직의도 .389 .389 .000

<표 7>

팬텀변수 활용한 매개효과 검증 결과

경로 Estimate S.E. 95% 신뢰구간 매개효과
주도적직무행동→직무번영→이직 -.388 .324 -.917~.038 기각
주도적직무행동→직무성과→이직 .569 .271 .101~1.153 성립

<표 8>

다중집단 측정동일성 검정 결과

모형 χ2 df TLI CFI RMSEA △χ2 △df p
1) 제약모형1: 요인계수를 집단간 동일하게 제약한 모형
2) 제약모형2: 공분산을 집단간 동일하게 제약한 모형
3) 제약모형3: 요인계수, 공분산을 집단간 동일하게 제약한 모형
4) 제약모형4: 요인계수, 공분산, 오차분산을 집단 간 동일하게 제약한 모형
비제약모형 (형태동일성) 69.817 42 .953 .972 .048
제약모형1) 71.836 47 .962 .975 .043 2.019 5 .846
제약모형2) 73.560 52 .970 .978 .038 3.744 10 .958
제약모형3) 92.824 66 .971 .973 .037 23.007 24 .519
제약모형4) 98.407 75 .978 .977 .033 28.590 33 .686

<표 9>

다중집단 경로분석 결과

경로 이용시설 생활시설 집단 간 경로차이
B β S.E B β S.E
직무번영감 → 이직의도 -.450** -.379 .153 .022 .065 .096 2.615