가설 검증 전에 변수 간의 관련성을 파악하기 위하여 주요 변수들의 평균, 표준편차, 상관관계 분석을 실시하였으며, 결과는 <표 12>와 같다.
상관관계 분석에는 요인 분석을 통하여 확인된 4개 변수와, 응답자의 개 인적인 특성을 반영한 통제변수 5개에 대하여 분석을 실시하였다. 통제 변수 중 성별은 더미변수로 변환하여 측정하였다. <표 12>는 본 연구에 서 사용된 모든 변수들의 피어슨 상관계수를 제시하고 있는데, 독립변수 인 진성리더십과 매개변수인 심리적 주인의식, 조절변수인 향상초점, 종 속변수인 발언행동 모두 변수 간 상관관계가 정(+)의 관계로 유의미함을 확인하였다. 이는 대체적으로 본 연구를 위해 설정한 가설들과 같은 양 상을 보인다고 판단할 수 있다.
구분 M SD 1 2 3 4 5 6 6-1 6-2 6-3 6-4 7 8 9
1. 성별 0.51 0.50 -
2. 연령 2.25 0.84 .261*** - 3. 학력 2.18 0.51 .103 .189** - 4. 근속연수 3.90 1.32 .069 .763*** .088 - 5. 직위 2.90 0.92 .204** .693*** .267*** .771*** - 6. 진성리더십 3.84 0.59 .103 .021 -.076 .051 -.027 -
6-1.관계적 투명성 3.80 0.63 .146* .027 -.066 .038 -.021 .876*** - 6-2.내면화된 도덕적 관점 3.79 0.67 .130* .053 -.028 .082 .027 .913*** .746*** - 6-3.균형잡힌 정보처리 3.91 0.68 .056 -.025 -.047 .007 -.072 .891*** .686*** .731*** - 6-4.자아인식 3.85 0.68 .021 .022 -.149* .058 -.031 .873*** .674*** .754*** .726*** - 7. 발언행동 3.63 0.51 .042 .130* .154* .160* .099 .324*** .295*** .283*** .277*** .300*** - 8. 심리적 주인의식 3.68 0.74 .151* .257*** .001 .298*** .193** .400*** .328*** .395*** .329*** .373*** .423*** - 9. 향상초점 3.56 0.57 .076 .050 .107 -.006 -.044 .292*** .251*** .284*** .231*** .276*** .406*** .395*** - 주1) N=261, *p<.05, **p<.01, ***p<.001(양측)
주2) 1.성별: 더미변수 여성(0), 남성(1), 2.연령: 20대이하(1), 30대(2), 40대(3), 50대 이상(4), 3.학력: 전문대졸 이하(1), 4년제 대졸(2), 대학원졸 이상(3), 4.근속연수: 1년 미만(1), 1~3년 미만(2), 3~5년 미만(3), 5~10년 미만(4), 10~20년 미만(5), 20년 이상(6), 5. 직위: 주임급(1), 대리급 (2), 과장급(3), 차장급(4)
<표 12> 변수 간 상관관계
변수 평균 표준편차 t p
성별 남자 3.78 .717
-2.466 .014*
여자 3.56 .745
추가적으로 통제변수와 상관관계가 높게 나타난 심리적 주인의식 간 구체적인 결과 분석을 위해 T-test와 일원배치분산분석을 실시하 였다. 먼저 더미변수인 성별에 따른 심리적 주인의식의 T-test 결과 는 <표 13>과 같다. 성별에 따른 심리적 주인의식의 차이를 분석한 결과 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(p<.05). 남자의 심리적 주 인의식은 3.78로 여자의 3.56보다 높은 것으로 나타나 여자보다 남자 의 심리적 주인의식이 높은 것으로 확인하였다.
<표 13> T-test 검증(심리적 주인의식)
변수 평균 표준편차 F p
연령
20대 이하 3.45 .711
6.385 .000***
30대 3.57 .810
40대 3.86 .604
50대 이상 4.11 .583
근속 연수
1년미만 3.32 .664
5.474 .000***
1∼3년미만 3.42 .704
3∼5년미만 3.40 .849
5∼10년미만 3.70 .772 10∼20년미만 3.85 .583
20년이상 4.11 .597
구성원의 연령과 근속연수에 따른 심리적 주인의식의 일원배치분석 분석 결과는 <표 14>와 같다. 구성원의 연령과 근속연수에 따라 심리 적 주인의식을 지각하는데는 유의한 차이가 있는 것으로 나타났으며, 연령과 근속연수가 높을수록 심리적 주인의식의 지각정도가 높은 것 으로 확인하였다(p<.001).
<표 14> 일원배치분산분석 검증(심리적 주인의식)
제3절 가설 검증
본 연구에서는 변수간 주효과와 매개효과 검증, 조절효과 검증 두 부 분으로 나누어 가설검증을 실시하였다. 먼저 진성리더십이 심리적 주인 의식을 통하여 발언행동에 미치는 영향을 규명하기 위하여 성별, 연령, 학력, 근속연수 및 직위를 통제하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 주효 과와 매개효과의 가설검증을 함께 실시하고자 Baron & Kenny(1986)의 분석방법을 이용하였으며, 표준화된 회귀계수(β)를 통해 가설 채택 여부 를 확인하였다.
가설 1은 리더의 진성리더십이 조직구성원의 발언행동에 정(+)의 영향 을 미칠 것이라고 예상하였다. 가설 2는 리더의 진성리더십이 매개변수 인 심리적 주인의식에 정(+)의 영향을 미칠 것으로 예상하였고, 가설 3 은 심리적 주인의식이 조직구성원의 발언행동에 정(+)의 관계를 예상하 였다. 그리고 가설 4는 리더의 진성리더십과 조직구성원의 발언행동의 관계에서 심리적 주인의식의 매개효과를 예상하였다. 가설 1, 2, 3, 4의 검증은 <표 15>와 같이 위계적 회귀분석을 통해 확인하였다.
매개효과 검증을 위하여 다음과 같은 순서로 진행하였다. 우선, 가설 1 과 같이 독립변수가 종속변수에 미치는 유의미한 영향을 확인해야 한다.
그리고 가설 2와 같이 독립변수가 매개변수에 영향을 주는 것을 검증하 여야 한다. 마지막으로 가설 3, 4처럼 독립변수와 매개변수를 동시에 투 입하여 매개변수와 종속변수의 관계와 독립변수와 종속변수의 관계에서 영향을 미치는 관계를 확인하는 과정이 필요하다. 이상의 절차에 따라 분석한 결과인 <표 15>를 살펴보면, 조직구성원의 발언행동을 종속변수 로 하여 통제변수를 투입한 모델1에서 학력(β=.169, p<.05)과 근속연수 (β=.270, p<.05)가 발언행동에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
즉, 학력이 높고 근속연수가 오래된 직원일수록 발언행동을 높게 인식하 였음을 알 수 있다.
가설 1의 주효과 확인을 위해 모델 3에서 독립변수를 리더의 진성리더 십으로 투입하여 분석한 결과 진성리더십(β=.326, p<.001)은 발언행동에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 따라서 가설 1은 지지되었다.
다음으로 심리적 주인의식의 매개효과 확인을 위해 우선 독립변수와 매 개변수의 관계를 검증하였다. 그 결과 모델 2에서 진성리더십(β=.372, p<.001)은 심리적 주인의식에 정(+)의 영향을 미침을 확인하였다. 이것으 로 가설 2는 지지되었다.
모델 4에서는 독립변수와 매개변수를 함께 투입하여 분석을 실시하였 다. 심리적 주인의식(β=.335, p<.001)은 발언행동에 정(+)의 영향을 미친 다는 것을 확인하였으며, 가설 3은 지지되었다. 또한 진성리더십의 β값 이 모델 3에서 .326(p<.001)였던 것이 모델 4에서 매개변수 즉, 심리적 주인의식이 개입되면서 .201(p<.05)로 작아졌으며 유의하게 나타난 것을 확인하였다. 따라서 심리적 주인의식은 리더의 진성리더십과 조직구성원 의 발언행동 간의 관계에서 부분 매개효과가 나타나는 것을 검증하였으 며, 매개변수가 투입되었을 때 모델 4의 설명력이 증가한 것 또한 가설 을 지지하고 있다고 볼 수 있다. 이것으로 심리적 주인의식이 리더의 진 성리더십과 조직구성원의 발언행동에 미치는 영향을 매개할 것이라고 설 정한 가설 4는 지지되었다.
변수
모델1 (발언행동)
모델2 (심리적 주인의식)
모델3 (발언행동)
모델4 (발언행동)
β t β t β t β t
성별 .041 .621 .094 1.587 -.006 -.097 -.037 -.626
연령 -.012 -.122 .060 .662 .056 .056 -.015 -.161
학력 .169 2.609* .005 .079 .186 3.035** .185 3.167**
근속연수 .270 2.303* .289 2.736** .197 1.764† .100 .932 직위 -.154 -1.474 -.082 -.870 -.096 -.969 -.069 -.730 진성리더십 .372 6.725*** .326 5.560*** .201 3.329**
심리적 주인의식 .335 5.297***
R2/R2adj .054/.035 .249/.231 .157/.137 .241/.220
F 통계량 2.911* 14.007*** 7.862*** 11.465***
주1) N=261, †p<0.1, *p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001(양측)
주2) 1.성별: 더미변수 여성(0), 남성(1), 2.연령: 20대이하(1), 30대(2), 40대(3), 50대 이상(4), 3.학 력: 전문대졸 이하(1), 4년제 대졸(2), 대학원졸 이상(3), 4.근속연수: 1년 미만(1), 1~3년 미 만(2), 3~5년 미만(3), 5~10년 미만(4), 10~20년 미만(5), 20년 이상(6), 5. 직위: 주임급(1), 대 리급(2), 과장급(3), 차장급(4)
<표 15> 진성리더십-발언행동의 관계에서 심리적 주인의식의 매개효과
매개효과 검증의 마지막 단계로 심리적 주인의식의 매개효과 크기에 대하여 유의도 검정을 위해 <그림 2>와 같이 Sobel Test를 실시하였다.
그 결과는 <표 16>과 같으며, 검증결과 진성리더십과 발언행동의 관계 에서 심리적 주인의식은 유의미한 부분 매개변수임을 확인하였다.
진성리더십 발언행동
심리적 주인의식
[그림 2] Sobel Test를 활용한 유의성 검정 .233(.044) .466(.069)
경로 Z통계량 유의성 진성리더십→심리적 주인의식→발언행동 4.167 .000
<표 16> Sobel Test를 활용한 유의성 검정
추가적으로 진성리더십의 4개 하위요인과 발언행동과의 관계에서 심리적 주인의식의 매개효과를 분석하였다. 검증결과는 <표 17>의 위계적 회귀분 석을 통해 확인할 수 있다. 진성리더십 4개 하위요인인 관계적 투명성, 내 면회된 도덕적 관점, 균형잡힌 정보처리, 자아인식을 구분한 후 동시 투입 하여 그 결과를 확인하였다. 진성리더십의 하위변인을 투입한 모델4에서 심리적 주인의식은 자아인식에만 정(+)의 영향을 미친다는 것을 확인하 였다. 즉, 심리적 주인의식은 리더의 진성리더십 하위변인 중 자아인식과 구성원의 발언행동 간의 관계에서 완전 매개효과가 나타나는 것으로 검 증하였다.
변수
(발언행동)모델1 모델2
(심리적 주인의식) 모델3
(발언행동) 모델4
(발언행동)
β t β t β t β t
성별 .041 .627 .101 1.685 .002 .032 -.032 -.529
연령 -.013 -.128 .058 0.631 -.003 -.035 -.023 -.249 학력 .169 2.607* .011 0.186 .202 3.230** .199 3.338**
근속연수 .270 2.303* .289 2.731** .202 1.806* .105 .971 직위 -.154 -1.472 -.089 -.942 -.096 -.961 -.066 -.695
관계적투명성 .016 .183 .147 1.579 .141 1.601
도덕적관점 .183 1.825* -.017 -.157 -.078 -.772
균형잡힌정보처리 .053 0.585 .049 .508 .031 .338
자아인식 .165 1.763* .194 1.956* .138 1.459
심리적 주인의식 .338 5.312***
R2/R2adj .054/.335 .255/.229 .164/.134 .248/.218
F 통계량 2.905* 9.569*** 5.456*** 8.265***
주1) N=261, †p<0.1, *p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001(양측)
주2) 1.성별: 더미변수 여성(0), 남성(1), 2.연령: 20대이하(1), 30대(2), 40대(3), 50대 이상(4), 3.학 력: 전문대졸 이하(1), 4년제 대졸(2), 대학원졸 이상(3), 4.근속연수: 1년 미만(1), 1~3년 미 만(2), 3~5년 미만(3), 5~10년 미만(4), 10~20년 미만(5), 20년 이상(6), 5. 직위: 주임급(1), 대 리급(2), 과장급(3), 차장급(4)
<표 17> 심리적 주인의식의 매개효과 분석(진성리더십 하위변인)
진성리더십 하위변인과 심리적 주인의식의 매개효과 크기에 대하여 유 의도 검정을 위해 <그림 3>과 같이 Sobel Test를 실시하였다. 그 결과 는 <표 18>과 같으며, 검증결과 진성리더십 하위요인 중 자아인식과 발 언행동의 관계에서 심리적 주인의식은 유의미한 부분 매개변수임을 확인 하였다.
진성리더십
(자아인식) 발언행동
심리적 주인의식
[그림 3] Sobel Test를 활용한 유의성 검정(진성리더십 하위변인)
경로 Z통계량 유의성
자아인식→심리적 주인의식→발언행동 4.695 .000
<표 18> Sobel Test를 활용한 유의성 검정(진성리더십 하위변인)
가설 5는 향상초점이 리더의 진성리더십과 조직구성원의 발언행동 간 정(+)의 관계를 강화할 것이라고 예측하였다. 조절효과의 가설 검증을 하기 전에 다중공선성의 문제를 최소화하기 위하여 독립변수인 진성리더 십과 조절변수인 발언행동을 표준화하여 각각 상호작용항을 만들었다.
가설 5의 검증결과는 <표 19>의 위계적 회귀분석을 통해 확인할 수 있 다. 검증의 4단계에서 진성리더십과 향상초점의 상호작용이 통계적으로 유의한(β=.115, p<.05) 것을 확인하였다. 따라서 리더의 진성리더십과 구 성원의 발언행동 사이에서 향상초점이 조절효과를 갖는 것을 검증하여 가설 5는 지지되었다.
.384(.061) .233(.044)