둘째, 총장의오센틱리더십과조직학습문화는행정직원의심리자본에어떠한영향을미치는가? 셋째, 총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리자본은자기주도학습에어떠한영향을미치는가? 넷째, 총장의오센틱리더십, 조직학습문화와행정직원의심리자본및자기주도학습은오센틱리더십에어떠한영향을미치는

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수희 필
6 years ago
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1 총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리자본과 자기주도학습및오센틱리더십간의구조적관계 사립대학교를중심으로 * 1) 박시남 ( 숭실대학교평생교육 HRD 연구소연구교수 ) I. 서론 최근한국대학은교육시장개방압력, 교육과정의세계표준강화, 출산율감소에따 른정원미달, 취업률저하, 학생들의등록금반값투쟁, 재정확보의어려움, 대학평의 회구성에따른지배구조의변화등새로운환경변화로여러가지어려움과도전에 직면해있다. 이에총장을포함한대학행정가는대학이직면한상황을주도적으로지 혜롭게극복해야하는주체이다 ( 노종희, 정영수, 백정하, 양승실, 이상주, 2009). 따라서 전문적인대학행정가를확보하고이들의인적자원을개발하며유지하는일은대학경 영의중요한과제중의하나다. 특히, 새로운환경변화와위기상황에능동적으로대응 하고교육과연구의질적경쟁력을높일수있는대학행정가의리더십개발은궁극적 으로대학의발전과생존에결정적인요인이된다 ( 서정화, 구관서, 임창희, 2009). 대학행정가는전문적인지식만을가지고서는역할을제대로수행할수없다. 왜냐하 면, 행정의기능뿐아니라학생상담및지도와다양한구성원을포함한대학조직을 관리하고변화에대응하여야하기때문이다. 빠르게변화하는현대사회에서대학위기 상황에능동적으로대응하고교육과연구의질적경쟁력을높일수있는리더십이필요 하다. 오센틱리더십은기업 CEO 의비윤리성때문에기업이도산되고모럴헤저드로인한 세계경제위기의도래등의이유로서서히제기되기시작하였다. Gardner 와그동료 (2005) 는오센틱리더십의핵심은개발에있다고강조하고오센틱리더십개발에영향 을미치는요인으로주요인생사건, 긍정적심리자본, 도덕적사유능력등을지적하고 있다 (Northouse, 2011). 이에대학은교육기관으로기업보다도높은윤리성이요구된다. 그리고내부적으로는 교수, 학생, 행정직원등으로구성되어있으며, 외부적으로는정부, 이사회, 동문회, 지 역사회등다양한이해관계자들로연결되어있다. 이렇게여러구성원들의상충된의 견과요구를조정하고갈등을관리하기위해서는투명한관계유지와균형있는정보의청취를통한의사결정및내면화된도덕적시각을강조하는오센틱리더십의발휘가필요하다. 총장의오센틱리더십은행정직원에게있어서긍정적인역할모델로설정된다. 이것은총장의오센틱리더십에서받은긍정적영향력이행정직원의오센틱팔로워십개발을촉진하는것을의미한다. 총장이행정직원에게일방적으로영향을주는것이아니라서로가상호영향을주고받는다. 훌륭한리더십은매우효과적인팔로워십에서발견되고행정직원은팔로워로인식되는동시에리더의역할을갖고있다 (Achua & Lussier, 2011; Gardner, Avolio, Luthans, May, & Walumbwa, 2005; Hughes, Ginnett, & Curphy, 2006). 리더육성과리더십개발에영향을미치는것으로효과적인학습조직의구축과이와연계하여자기주도학습을조성하는것이다 ( 박유진,2008). McCauley와 Velsor(2004) 는리더십개발의촉진요인으로학습능력을제시하고 Nahavandi(2009) 는리더개발의요인으로학습의중요성을지적하며, 학습을통하여리더십기술, 지식그리고행동등을변화시키고적절하게습득한다고하였다. 이에, Cross(1981) 는성인학습의약 70% 가자기주도학습으로구성되어있으며, 일반적으로성인에게있어서자기주도학습은광범위하게사용되고있다고한다. 오센틱리더십의제안은세계경제시대에치열해져가는기업경쟁속에서살아남기위해최고경영자가실적유지또는고성과의압박속에서비윤리적인행위를통한기업의실패에대한문제제기에서출발하였다. 하지만대학에서도연구비및교비유용, 논문표절등윤리적문제가발생하기시작하였고다양한조직구성에따라조직이기주의문제가제기되기도하여윤리적관점의하나인오센틱리더십개발에대한실증적연구가필요하게되었다. 대학사회에서행정직원의리더십개발이대학의생존을위한소프트웨어측면이라면행정조직의팀제도입은하드웨어측면이라할수있다. 팀제의장점은팀별성과중심의책임행정구현, 구성원의전문화를바탕으로한다기능화, 신속한의사결정과실무인력의확충효과, 환경변화에대한신속한대응등 ( 임창희, 2005) 을통하여효과성이있다는것이다. 그러나팀제도입이후현실적으로효과성이있는지는학자마다연구결과가다양하게나타난다 ( 박희봉, 2009). 따라서본연구의목적은사립대학교행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는변인으로총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리자본및자기주도학습의구조적관계를분석하는것이다. 다음과같은연구문제를설정한다. 첫째, 총장의오센틱리더십은조직학습문화에어떠한영향을미치는가? - 2 -

2 둘째, 총장의오센틱리더십과조직학습문화는행정직원의심리자본에어떠한영향을미치는가? 셋째, 총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리자본은자기주도학습에어떠한영향을미치는가? 넷째, 총장의오센틱리더십, 조직학습문화와행정직원의심리자본및자기주도학습은오센틱리더십에어떠한영향을미치는가? 다섯째, 대학행정조직의형태인팀제와과부제에따라각잠재변인간잠재평균의차이가있는가? Ⅱ. 이론적배경 사립대학교행정직원의리더십개발에영향을미치는변인에대한이론적인측면과선행연구를고찰한고연구모델을설정한다. 2. 오센틱리더십오센틱리더십은변혁적리더십이후로최근에새롭게제기되는접근방법이다. 오센틱리더십의개념은일찍이변혁적리더십의연구에서검토된바있지만명료하게개념화되지는않았다 (Northouse, 2011). 그이후한편에서는경영실무자들이오센틱리더십에대한실증적검증이없이실무에적용하는연구와다른한편에서는이론적인연구가지속해서이루어져 Avolio와동료의문헌연구를통하여오센틱리더십이론이정립된다 (Chan, 2005). 오센틱리더십은개인의이득을넘어서조직의집단적이익을위해서봉사할수있도록결정을내릴수있는높은수준의도덕적사고와결단력을말한다. 또한, Walumbwa 와동료 (2008) 는오센틱리더십을긍정적심리자본과도덕적사유능력의증진을통해서자기인식, 내면화된도덕적시각, 균형잡힌정보처리, 관계의투명성을육성하고긍정적자기계발을이루는리더의행동양식이라한다. 1. 대학행정가의역할과리더십 3. 리더십개발관련변인 대학행정가는행정직원과보직교수를포함한총장으로크게나눌수있다. 대학행정가의한축인행정직원은직접학생을가르치거나연구활동자체에종사하지는않지만, 교수와학생들의연구활동과교육활동을지원하는역할뿐만아니라대학내의모든업무를기획하고관리하는일을담당하기에수행능력과자질은중요하다 ( 백완종, 2009; 원종하, 이대희, 1999). 더욱이대학행정조직의대규모화, 복잡화및대학기능의다원화때문에대학행정의합리성과효율성이강조되고있고행정직원들이수행해야할역할과과업도다양하게전문화, 분업화되고있으며, 대학교육의목표달성을위한제반조건을정비하고확립하는등실질적인행정과관리를담당하여그역할이더욱중요시된다 ( 서정화, 구관서, 임창희, 2009). 그래서행정직원들의전문성을향상하고역량을개발하려는노력이필요하고리더십개발은대학행정조직의효과성을높이는중요한이슈중의하나이다 (Duderstadt, 2004). 다음으로행정가의한축인보직교수를포함하여총장은재단이사회로부터대학의운영권을위임받아사실상대학의모든운영을책임지고있다. 총장의리더십역할은대학이추구하는기본가치의수호자, 대학공동체의합의조성자, 대학의분쟁조정자, 대학개혁을위한변화촉진자, 대학관리의최고책임자, 지역사회의지성적지도자등으로나누어진다 ( 노종희외, 2009). 가. 리더십과리더십개발리더십과팔로워십은 Möbious의띠와같이서로밀접하게연결되어있다 (Hughes, Ginnett, & Curphy, 2006). 훌륭한리더십은매우효과적인팔로워에서발견된다. 조직구성원중일부는리더로인식되는동시에보조적으로팔로워의역할을갖고있다. 특히, 대학행정직원은조교나학생에게는리더의역할로보직교수와총장에게는팔로워의역할을동시에포함하고있다 (Achua & Lussier, 2011). 오센틱리더로서의총장은행정직원에게긍정적인역할모델로설정된다. 총장의오센틱리더십이긍정적모델링을통하여행정직원의오센틱팔로워십개발을촉진시킨다. 이는총장의오센틱리더십에서받은긍정적영향력이행정직원의오센틱팔로워십개발을촉진하는것이고 (Gardner, Avolio, Luthans, May, & Walumbwa, 2005) Möbious의띠와같이오센틱리더십개발을촉진한다 (Hughes, Ginnett, & Curphy, 2006). 결국총장의오센틱리더십에서받은긍정적영향력이행정직원의오센틱팔로워십개발을촉진하고궁극적으로는행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는것이다. 이에본연구에서는총장의오센틱리더십이행정직원의오센틱리더십개발에긍정적인영향을미칠것으로가정한다

나. 심리자본과리더십개발심리자본이리더십개발에영향을미치는선행연구를살펴보면 Peterson과 Walumbwa 등동료 (2008) 는심리자본과변혁적리더십과의관계를미국의중소기업최고경영자들을대상으로연구하여심리자본이변혁적리더십에유의한정 (+) 의효과가있음을실증하였다.

3 나. 심리자본과리더십개발심리자본이리더십개발에영향을미치는선행연구를살펴보면 Peterson과 Walumbwa 등동료 (2008) 는심리자본과변혁적리더십과의관계를미국의중소기업최고경영자들을대상으로연구하여심리자본이변혁적리더십에유의한정 (+) 의효과가있음을실증하였다. 그리고 Wisner(2008) 는심리자본과학생리더십과의관계를대학생들을대상으로연구하여심리자본이학생리더십에유의한정 (+) 의효과가있음을확인하였다. 이러한선행연구결과를토대로심리자본이오센틱리더십개발에영향을미칠것으로가정한다. 다. 조직학습문화와리더십개발 Yang(2003), Marsick과 Watkins(2003) 는학습조직의구축요인으로계속학습 (continuous), 질문과대화 (dialogue and inquiry), 팀학습 (team learning), 시스템축적 (embedded system), 시스템연결 (system connection), 임파워먼트 (empowerment), 리더십지원 (provide leadership) 등일곱개의구성개념으로구분한다. 이러한일곱가지차원이조직학습문화를나타낸다고하며학습조직과조직학습문화의용어를같은개념으로함께사용한다. 학습조직을연구한다른학자들의문헌에서도조직학습문화 (organizational learning culture), 학습문화 (learning culture), 학습조직문화 (learning organization culture) 등의다양한용어들이발견되나모두같은의미로사용되고있다 (Egan, Yang, & Barlett, 2004; Wang, 2005). 오센틱리더십개발에영향을미치는변인으로서조직학습문화는조직풍토와관련이있다. 학습조직의개념과구축요인들은문화적인특성들을내포하고있고문화적특성으로이루어져있다. 이에오센틱리더십개발모델에서의조직풍토중학습과관련된문화의차원으로조직학습문화즉학습조직을설정하였다. 이러한이론적고찰에따라조직학습문화가오센틱리더십개발에긍정적인영향을미칠것으로가정한다. 라. 자기주도학습과리더십개발 McCauley와 Velsor(2004) 는리더십개발의촉진요인으로학습능력을제시한다. 학습능력의촉진은개인의경험으로부터배우는능력을향상하는것이핵심적인측면이다. 다양한개인의평가, 도전그리고지원경험이개인의학습능력을강화시킬수있다. 사람들은새로운다양한도전경험이주어지면그들이직면하는새로움에대한적응으로새로운학습전략을개발하게끔된다. 현재어떻게배우는가에대한평가, 다른학습법 에대한이해, 그리고새로운학습전략을실현할기회등은사람들로하여금경험으로부터배우는능력안에내재한융통성을개발하는것이다 ( 최은수, 2006). 성인에게있어학습능력은자기주도학습으로대표할수있다. 이에행정직원의자기주도학습이오센틱리더십개발에긍정적인영향을미칠것으로가정한다. 4. 연구모델설정본연구의목적은행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는변인의영향관계를알아보는것이다. 잠재변인중총장의오센틱리더십은외생변인이고조직학습문화, 행정직원의심리자본, 자기주도학습, 오센틱리더십은내생변인이다. 특히조직학습문화, 행정직원의심리자본, 자기주도학습은매개변인으로설정하였다. 따라서오센틱리더십개발모델은관계문헌고찰을통하여총장의오센틱리더십의직접효과와조직학습문화, 행정직원의심리자본, 자기주도학습의간접효과를가정한연구모델이다. 이는행정직원의리더십개발에영향을미치는요인간의구조적인과관계를규명하고자 [ 그림 1] 의연구모델을설정하였다. [ 그림 1] 연구모델 Ⅲ. 연구방법 1. 조사대상및자료수집본연구조사대상의모집단은 2011년기준으로전국 153개의 4년제사립대학교에 - 6 -

4 14,392명의정규직원이다. 비확률적표본추출중비 ( 非 ) 비례할당표본추출을사용하여 20개대학교를조사대상으로선정하였다. 전체 153개사립대학교에서 13% 에해당하는 20개사립대학교를편의적층화집단으로선정하고각대학에 52매의설문지를비 리더십지원 자기효능감 ( 非 ) 비례적으로할당하여배포하였는데할당표본추출에서층화집단에대한표본수는 30개이상이되는것이바람직하다고한다 ( 이군희, 2009). 자료수집은 2011년 7월 12일부터 8월 25일까지수행하였으며, 설문방법은서울, 경기, 직원의심리자본 희망 회복력 홍성화 인천, 경남지역의 20 개사립대학교를대상으로오프라인방법을이용하여실시하였다. 낙관주의 조사하고자하는 20개사립대학교노동조합관계자에게조사목적, 조사대상, 조사내용을면대면이나전화, 또는서면을통하여설명하고총 1,000부의설문지를우편으로배포하였다. 총회수율은 78.6% 로 786부를회수하였다. 회수된설문지중무응답및불성실 직원의자기주도학습 인지행동 환경요소 자기통제 한설문지 41 부를제외한 745 부로분석에사용하였다. 구조회귀모델분석을위한충 자기인식 분한사례수는자유모수수에따라최소 1:10 이상으로본연구에서는자유모수 51 개에대한 745개표본수는 1:14.6 비율로충분한사례수라할수있다 ( 문수백, 2009). 직원의오센틱리더십 도덕적시각 정보처리 2. 측정도구및자료분석 관계의투명성 본연구에서설문조사를위한측정도구및신뢰도는 < 표 1> 와같다. 자료분석은 SPSS 18.0 for Windows 을통하여자료의성격과다변량분석의가정이충족됨을점검하였다. 또한, 구조회귀모델의모델부합도와인과효과크기를 Amos 18.0 을이용하였다. 그 리고 Phantom 변수와 Bootstrapping 으로간접효과의유의성및효과를검증하기위하여 Mplus 6.0 프로그램을함께활용하였다. < 표 1> 측정도구및신뢰도분석 (n=745) 잠재변인측정변인문항번호신뢰도문항출처 총장의오센틱리더십 자기인식 도덕적시각 정보처리 관계의투명성 이지숙 홍성화 계속학습 대학조직학습문화 질문과대화 팀학습 시스템축적 시스템연결 임파워먼트 진규동

5 1. 측정변인의기술통계 측정변인 총장오센틱리더십대학조직학습문화직원의심리자본 직원의자기주도학습 직원의오센틱리더십 자기 인식 도덕시각 정보처리 투명성 Ⅳ. 연구결과 연구모델에포함된변인으로총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리 자본, 자기주도학습, 오센틱리더십에대한측정변인의평균, 표준편차, 왜도및첨도를 측정한결과는 < 표 2> 과같다. 각측정변인의표준편차는조직학습문화의측정변인을 제외하고는비교적고른분포를보이고있다. 총장의오센틱리더십, 행정직원의심리 자본, 자기주도학습, 오센틱리더십에대한측정변인의표준편차가.483 에서.696 의수준 인것에비해조직학습문화의측정변인에대한표준편차는.831 에서.997 의수준으로 표준편차의폭이비교적넓게나타났다. 이는대학마다행정직원이느끼는조직학습 문화에대한인식수준의차가다소있다는점을나타낸다. 각측정변인은왜도 3.0 이 하, 첨도 7.0(0 기준 ) 이하의기준에포함되어단변량정규분포를충족하고이러한조건 은다변량정규분포의조건을충족한다고볼수있다 ( 문수백, 2009; Kline, 2005). < 표 2> 측정변인간상호상관행렬 (n=745) 계속학습 질문대화 팀학습 시스템축적 시스템연결 임파워먼트 리더십지원 자기효능감 희망 회복력 낙관주의 인지행동 환경요소 자기통제 자기인식 도덕시각 정보처리 투명성 평균 표준편차 왜도 첨도 2. 연구모델의구조관계분석 구조방정식모델 (structural equation model) 을분석하는방법에는 1 단계모델화, 2 단계 모델화, 4 단계모델화방법이있는데보통측정모델과구조회귀모델의분석으로분리 한 2 단계모델화방법을일반적으로사용한다 ( 문수백, 2009; Anderson & Gerbing, 1988; Kline, 2005). 2 단계모델화방법은 1 단계에서확인적요인분석을통해측정모델의타당성을검증하 는과정으로이단계에서적절하지못한측정변인은삭제되거나조정이된다. 2 단계에 서는첫번째단계에서여과된측정변인의공분산행렬을이용해구조회귀모델을분 석하는단계이다. 가. 측정모델의부합도및모수치추정 측정모델의부합도는 RMSEA=.060(LO:.056, HI:.065), NC=3.667, SRMR=.048, TLI=.954, CFI=.960 등으로나타나모두좋은부합도를나타내고있다. < 표 3> 에서제시된바와같 이, 각요인의표준적재값이.5 이상이기때문에개념타당성이확보되었다. 요인별측

6 정변인의평균분산추출정도 (AVE) 는 0.5 이상이어서판별타당성이확보되었다. 각잠 재변인의신뢰도가 0.7 이상이어서내적일관성이확보되었다고판단할수있다 ( 문수백, 2009). 1 부터 0 의연속체에따라다르게나타나며그값이.90 이상이면부합도가좋다고할 수있다 ( 김주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009). χ² 를제외하고모두적합하다는 것이검증되었다. 구조회귀모델내변인간의직접효과에대한통계적유의성을살펴본결과는 < 표 4> < 표 3> 측정모델의모수치추정결과 (n=745) 와같다. 잠재변수 측정변수 요인적재값 표준적재값 잠재변인신뢰도 분산추출정도 < 표 4> 구조회귀모델의모수치추정 총장의오센틱리더십 대학조직학습문화 직원의심리자본 직원의자기주도학습 직원의오센틱리더십 자기인식 도덕적시각 정보처리 고정 고정 고정 투명성 계속학습 질문과대화 팀학습 시스템축적 시스템연결 임파워먼트 리더십지원 고정 고정 고정 자기효능감 고정 고정 고정 희망 회복력 낙관주의 인지행동 환경요소 자기통제 고정 고정 고정 자기인식 도덕적시각 정보처리 투명성 고정 고정 고정 모수 비표준화계수 표준화계수 총장리더십 조직학습문화 총장리더십 직원심리자본 총장리더십 직원자기주도학습 총장리더십 직원리더십 조직학습문화 직원심리자본 조직학습문화 직원자기주도학습 조직학습문화 직원리더십 직원심리자본 직원자기주도학습 직원심리자본 직원리더십 직원자기주도학습 직원리더십 * p<.01 < 표 5> 에서통계적으로유의하지않은 2 개의경로를제거하여도초기구조회귀모델 과수정모델간의부합도지수는차이가없다. 또한, χ² 차이분석에서도수정모델 의자유도가 2 증가할때 χ² 값이 만큼나빠지는데이는 9.21( 유의수준.01) 보다 작아통계적으로차이가없는것으로나타난다. 이에간명한수정구조회귀모델을최 * p<.01 종모델로선택하였다. 나. 구조회귀모델의부합도및모수치추정최대우도추정방법을통한모델부합도의결과는 χ²= (df=199, p=.001) 로나타났고, RMSEA=.060 (LO:.056, HI:.065), NC=3.716, SRMR=.045, TLI=.954 CFI=.960 등의부합도지수를나타내었다. Browne과 Cudeck(1993) 에따르면 RMSEA 값은.05 이하이면좋은부합도이고.05에서.08 사이면적합한부합도이며.10 이상이면부적절한부합도라고하였다. TLI와 CFI는 < 표 5> 수정모델의모델부합도지수 모델 χ 최종모델 초기모델

최종구조회귀모델의표준화모수치추정결과는 [ 그림 2] 와같다. 램에서사용할수있는방법이다 ( 홍세희, 2011). [ 그림 2] 최종구조회귀모델의모수치추정결과 ( 표준화계수 ) [ 그림 3] Phantom 변수를이용한간접효과유의성검증 3.

변인간의이러한효과는총장의오센틱리더십의관점에서는간접효과이고직원의심리자본의관점에서는매개효과가된다 ( 문수백, 2009). 간접효과에대한통계적유의성은일반적으로다변량정규분포를가정한 Sobel test를통해 Z값이표본수가충분하다면 t분포를따른다는가정으로검증해왔다.

기존모델에 Phantom 변수를추가하여도변수의모수들이모두고정되어서모델부합도에는전혀영향이없다 (Loehlin, 2004).

그래서자료가비정규분포를이룰때사용하는 Bootstrapping을권장한다. Bootstrapping은표본자료를이용하여모집단에대한경험적분포를형성하는것으로표본자료로부터그표본크기 n과같은수의표본자료를 k번복원추출하여형성하는방법이다 ( 문수백, 2009; 홍세희, 2011).

7 최종구조회귀모델의표준화모수치추정결과는 [ 그림 2] 와같다. 램에서사용할수있는방법이다 ( 홍세희, 2011). [ 그림 2] 최종구조회귀모델의모수치추정결과 ( 표준화계수 ) [ 그림 3] Phantom 변수를이용한간접효과유의성검증 3. 연구모델의간접효과유의성검증 [ 그림 3] 에서직원의심리자본은총장의오센틱리더십의효과를직원의오센틱리더십으로매개하는역할을하므로매개변인 (mediator variable) 이라부른다. 변인간의이러한효과는총장의오센틱리더십의관점에서는간접효과이고직원의심리자본의관점에서는매개효과가된다 ( 문수백, 2009). 간접효과에대한통계적유의성은일반적으로다변량정규분포를가정한 Sobel test를통해 Z값이표본수가충분하다면 t분포를따른다는가정으로검증해왔다. 최근들어 Phantom 변수도입과 Bootstrapping을통해서간접효과를검증할것을제안하고있다. Phantom 변수는존재하지않는변수로분산은 0으로고정하고요인적재값에측정하고자하는간접효과의경로를고정하여생성한다. 기존모델에 Phantom 변수를추가하여도변수의모수들이모두고정되어서모델부합도에는전혀영향이없다 (Loehlin, 2004). 이러한 Phantom 변수는모수고정이가능한 LISREL이나 Mplus 프로그 Shrout와 Bolger(2002) 는실증연구를통하여계수값 a와 b가각각다변량정규분포를이룬다하더라도매개효과인 a*b가반드시다변량정규분포를이룬다고가정할수없음을확인한다. 그래서자료가비정규분포를이룰때사용하는 Bootstrapping을권장한다. Bootstrapping은표본자료를이용하여모집단에대한경험적분포를형성하는것으로표본자료로부터그표본크기 n과같은수의표본자료를 k번복원추출하여형성하는방법이다 ( 문수백, 2009; 홍세희, 2011). Amos 18은 Bootstrapping을지원하나간접효과의총합계로만분석하기때문에간접효과를개별적인효과로분리하여분석하기어렵다. 또한, 이통계프로그램은 Phantom 변수를도입한모수고정이가능하지않아사용하기가곤란하다. 그러므로 Mplus 6.0 프로그램을이용하였고 [ 그림 3] 와같이 Phantom 변수에분산을 0으로고정하고요인적재값에는 (a*b*c*d) 로고정하여분석하였다. 같은방법을사용하여차례대로 (e*f), (e*c*d), (a*b*d), (a*g*d) 로각각고정하여 Bootstrapping(1,000회 ) 으로분석한결과는 < 표 6> 과같다 ( 홍세희, 2011; Rindskopf, 1984)

8 < 표 6> Bootstrapping 을이용한간접효과의유의성검증 경 로 비표준화 표준화 총장리더십 직원리더십 총장리더십 심리자본 직원리더십 총장리더십 심리자본 자기주도학습 직원리더십총장리더십 조직학습문화 심리자본 직원리더십총장리더십 조직학습문화 자기주도학습 직원리더십총장리더십 조직학습문화 심리자본 자기주도학습 직원리더십 Bootstrapping 을이용해추정한 99% 신뢰구간간격 (confidence intervals: CI) 은 0 을포 함하지않을때유의수준.01 에서유의한것으로확인하는것으로 < 표 6> 에서알수있 듯 Phantom 변수와 Bootstrapping(1,000 회 ) 을통한총장의오센틱리더십에서행정직원 의오센틱리더십간의모든경로의간접효과는유의수준.01 에서유의하게나타났다. 정직원의심리자본, 자기주도학습, 오센틱리더십에대한측정모델을과부제와팀제두 집단에서비교하였다. < 표 7> 측정모델의형태동일성검증 χ 모든잠재변인간의상관관계를설정하고모수의측정을자유롭게추정하도록한기저 모델의부합도는 < 표 7> 과같이두집단모두만족할만한수준으로형태동일성을만 족하였다. Browne 과 Cudeck(1993) 에따르면 RMSEA 값은.05 이하이면좋은부합도,.05 에서.08 사이면적합한부합도이며,.10 이상이면부적절한부합도이다. TLI 와 CFI 는 1 부터 0 의 연속체에따라다르게나타나며, 그값이.90 이상이면부합도가좋다고할수있다 ( 김 주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009). 4. 연구모델의잠재평균분석최근사립대학교에서조직구조개편에따라팀제를도입하는대학들이늘고있어팀제도입의유효성대한논의가제기되고있다. 이에기존과부제시행대학과팀제시행대학등두집단으로나누어다중집단분석의하나인잠재평균분석을시행하였다. 둘이상의집단간차이를검증할경우, 지금까지많은연구에서는 t-검증, ANOVA 또는 MANOVA를이용했다. 이러한분석방법은집단간의평균차이를비교하는대표적인방법이긴하지만, 측정오차를고려하지않는다는약점을지닌다. 이에학계에서는구조방정식모델을이용하여집단간의차이를구하는잠재평균분석 (latent mean analysis) 을권장하고있다 ( 김주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009). 잠재평균분석을위해서는측정모델의형태동일성, 측정동일성, 절편동일성이모두성립되어야한다. 이러한세가지동일성의가정은동시에검증할수있는것이아니고형태동일성가정을만족하여야측정동일성가정을검증할수있고측정동일성가정을만족하여야절편동일성가정을검증할수있다 ( 김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 이에과부제, 팀제두집단으로나누어 Amos 18을이용하여분석을실시하였다. 첫째, 측정모델의형태동일성검증을위해총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행 < 표 8> 측정동일성검증에대한부합도지수 χ 둘째, 형태동일성가정이성립되어측정동일성검증을하였다. 측정동일성의검증을 위해서측정모델에서각각의잠재변인에포함되는요인적재값이같다는동일성제약을 가한측정모델과기저모델의 χ² 값과자유도를비교하였다. 측정동일성모델은기저 모델에배속된모델 (nested model) 이므로두모델의자유도와차이를이용한 χ² 값차 이 (Δχ²) 를통한검증이가능하다 ( 문수백, 2009). < 표 8> 에서알수있듯형태동일성 이확인된기저모델인모델 1 과모든요인적재값에동일성제약을가한모델 2-1 은자 유도 17 의차이에 χ² 값차이값은 으로유의수준 01 에서자유도 17 일때 χ² 값차이값 보다커유의미한차이가있어완전측정동일성가정은기각된다. 이에 Byrne 와동료들 (1989) 은완전측정동일성가정이기각되면부분측정동일성가

9 정으로검증할것을제안하였다. 그래서모델 2-2 는부분측정동일성검증을적용하여 총장의오센틱리더십의측정변인중투명성의요인적재값 (a3) 에동일성제약을해제 하였다. 그결과유의수준.01 에서자유도 16 의차이에 χ² 값차이 (Δχ²) 는 로 유의수준.01 에서 (df=16) 보다작아팀제와과부제의측정변수에유의미한차이 가없어부분측정동일성가정을충족하였다 ( 홍세희, 2011). < 표 9> 절편동일성검증에대한부합도지수 χ 셋째, 부분측정동일성이성립되었기에다음단계로절편동일성을검증하였다. < 표 9> 에서알수있듯모델 2-2 와모델 3 간의 χ² 값의차이는유의하므로 χ² 값의차이 에의한절편동일성은기각되었다. 그러나 χ² 차이검증은자유도차이가클수록민 감하여모델의간명성을고려하는 TLI 와 RMSEA 의지수를참고해야한다. 절편동일성 제약을가한모델의지수가부분측정동일성제약을가한모델의지수에비해나빠지 지않으면동일성제약은기각되지않음을의미한다 ( 김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 이 를고려할때, 모델의부합도차이는작아 (ΔTLI=.011, ΔRMSEA=.005), 모델 3 의절편 동일성은성립되었다. 이는과부제와팀제두집단에서측정도구의절편이같은방식으 로작동하고있음을보여준다. 따라서관찰된평균차는잠재변인에대한집단간실 제차이를반영한다고간주할수있다 넷째, Cohen(1988) 의효과크기를계산할때, 두집단에서산출된잠재변인의분산이 같은경우에공통분산의표준편차를적용하기때문에요인분산동일성가정에대한 검증을시행하였다. < 표 10> 요인분산동일성검증에대한부합도지수 χ < 표 10> 에제시된바와같이요인분산동일성모델의부합도를절편동일성모델 ( 모델 3) 과비교한결과 TLI 와 RMSEA 가같으므로요인분산동일성이확보되었다. 따라서효 과크기값은공통분산의표준편차를사용하여 [ 그림 4] 의공식으로계산되었다. 출처 : 김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p [ 그림 4] Cohen 의 d 효과크기공식 잠재평균분석에서요인의평균은직접추정이불가능하기에, 비교집단의잠재평균을 0 으로가정하고측정집단의잠재평균을측정해야한다. 팀제시행대학의잠재평균을 추정하기위해서과부제시행대학의잠재평균을 0 으로설정하고분석하였다. < 표 11> 은각변인에대한과부제, 팀제간잠재평균차이를분석한것이다. < 표 11> 각변인에대한잠재평균비교 * p<.01 Cohen(1988) 이제시한효과크기는 d 값이.2 이하면효과가작은것으로.5 면효과가 중간수준으로.8 이상이면효과가큰것으로해석한다. 팀제를시행하는대학이모든잠 재변인에서유의수준.01 에서유의하며잠재평균도높은것으로나타났다. 한편, 각잠 재변인별로과부제와팀제간의차이를독립표본 t- 검증을시행한결과두집단간평

10 균의차이가통계적으로유의하게나타났다 ( 김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 5. 논의통계분석을통해도출된연구의결과를연구문제에따라선행연구와비교하여논의하기로한다. 연구문제 1의결과는총장의오센틱리더십은조직학습문화에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이결과는박란정 (2010) 의교장리더십이교원학습문화에효과가있다는연구결과와같다. 이것은리더는조직학습문화를형성, 정착시키고변화시키는데있어서중요한역할을하는것을의미한다. 연구문제 2에대한결과는첫째, 총장의오센틱리더십은행정직원의심리자본에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이것은오센틱리더의중요한역할이구성원의심리자본을높이는것이라는 Gardner와동료 (2005) 의이론적주장과같은결과라할수있다. 둘째, 조직학습문화는행정직원의심리자본에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 홍성화 (2011) 의연구에서중소기업에서의학습조직이종업원의심리자본에긍정적유의한영향을주고있다. 조직학습문화가심리자본에유의한영향을주는것은인간의감성에해당하는심리자본이조직의분위기나문화에영향을받는다는것을의미한다. 연구문제 3에대한결과는첫째, 총장의오센틱리더십은행정직원의자기주도학습에긍정적직접효과는없는것으로나타났다. 이러한결과는정재숙 (2008) 의연구인교사의변혁적리더십이학생의자기주도학습에유의한정 (+) 의효과가있다는근거로설정한연구모델이기각되고최호승 (2001) 의연구인교사의수퍼리더십과셀프리더십이학생의자기주도학습에유의하지않다는연구결과와일치한다. 이러한결과는자기주도학습의영역은개인적인측면이강하다는것을나타낸다할수있다. 둘째, 조직학습문화는행정직원의자기주도학습에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 학습조직구축이기업내조직구성원들의자기주도학습에영향을준다는 Park(2009) 의연구결과와같다. 이것은조직학습문화가개인적영역인자기주도학습에영향을주는것을실증한다고할수있다. 셋째, 행정직원의심리자본은자기주도학습에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이러한연구결과는자기효능감과자기주도학습사이에정 (+) 의효과가있다는 Pintrich와 Garcia(1991) 의연구결과가같은것이다. 심리자본의하위구성개념은공통되게미래지향적이고긍정적인사고들이다. 끊임없이자신을개발하고학습하는자기주도학습과는밀접한관련을보인다고할수있다. 연구문제 4에대한결과는첫째, 총장의오센틱리더십은행정직원의오센틱리더십에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이것은오센틱리더십이오센틱팔로워십에 영향을준다는모델을실증적으로지지하고리더십개발의촉진은상급자에의해지원된다는것과리더육성과리더십개발과관련하여최고경영자의역할의중요성을입증하는것이다. 둘째, 조직학습문화는행정직원의오센틱리더십에긍정적직접효과는없는것으로나타났다. 이것은대학조직은그기능자체만으로교육및학습을포함하고있어구성원에게미치는영향은크지않은것으로해석된다. 셋째, 행정직원의심리자본은오센틱리더십에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이것은오센틱리더십개발모델이대학조직에서도유의하게적용되고심리자본이오센틱리더십개발의중요한변인임이실증적으로입증된것이다. 또한, 오센틱리더십개발을위해서구성원의심리자본에주목해야함을의미한다. 넷째, 행정직원의자기주도학습은오센틱리더십에긍정적직접효과가있는것으로나타났다. 이것은리더십개발에학습능력에대한효과를입증하는것이고자기주도학습의중요성을실증적으로검증한것이다. 마지막으로총장의오센틱리더십에서행정직원의오센틱리더십에이르는간접효과는모두유의한것으로나타났다. 이것은조직학습문화, 심리자본, 자기주도학습등다양한변수들을통하여통합적으로이루어지는것을나타내는것이다. 연구문제 5에대한결과는대학행정조직의형태인팀제와과부제에따라각잠재변인간잠재평균의차이가있는것으로나타났다. 즉잠재평균은팀제를시행하는대학이통계적으로유의한차이가있고잠재평균은높은것으로나타났다. 팀제의장점은팀별성과중심의책임행정구현, 구성원의전문화를바탕으로한다기능화, 신속한의사결정과실무인력의확충효과, 환경변화에대한신속한대응등 ( 임창희, 2005) 을통하여효과성이있다는것이다. 그러나팀제도입이후현실적으로효과성이있는지는학자마다연구결과가다양하게나타난다 ( 박희봉, 2009). 본연구결과는팀제를시행한정부부처의팀제성격을실질적팀제와형식적팀제로구분이여이들간의차이를검증한오시영 (2006) 의결과인형식적팀제를시행하고있는부처에비해실질적팀제를시행하는부처가조직몰입과직무만족도가높다는결론과같게나왔다. 이러한결과는일반기업이나정부부처에서적용되어온팀제가사립대학교에도어느정도효과가있는조직형태라는것을입증하는것이라할수있다. 즉행정직원들이스스로평가하고있는각구성개념의평균이팀제를도입한대학에서더높게유의한차이를보이고있는것은대학에서도팀제의유효성을입증한것이라할수있다. Ⅴ. 결론및제언 본연구의목적은사립대학교행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는변인으로총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의심리자본및자기주도학습의

11 구조적관계를분석하는것이다. 연구목적을달성하기위하여연구모델을설정하여구조방정식분석을시행하였고도출된연구결과에근거한결론은다음과같다. 첫째, 사립대학교에서총장의오센틱리더십은행정직원의오센틱리더십개발을위한주요변인이다. 특히, 총장의내면화된도덕적시각, 균형있는정보의청취를통한의사결정, 다양한조직과의관계에서투명성확보등은행정직원에게긍정적역할모델로작용한다고할수있다. 둘째, 조직학습문화가행정직원의오센틱리더십에미치는영향은통계적으로유의하지않았지만, 행정직원의심리자본및자기주도학습을통하여오센틱리더십에간접적영향을미친다. 이것은조직학습문화의구축요인인계속학습, 질문과대화, 팀학습, 시스템축적및연결, 임파워먼트, 리더십지원등이행정직원의심리자본과자기주도학습에효과가있음을나타내는것이다. 셋째, 행정직원의리더십개발에있어서심리자본은주요변인이다. 특히, 행정직원의자기효능감, 희망, 회복력, 낙관주의등의강화는자신의오센틱리더십개발에매우효과적임을나타내는것이다. 넷째, 자기주도학습은성인들에게대표적인학습의형태로사립대학교행정직원의오센틱리더십개발에유의미한효과가있는변인이다. 특히, 자기주도학습은조직학습문화와행정직원의자기효능감, 희망, 회복력, 낙관주의등의영향을많이받고오센틱리더십개발에있어서중요한선행변인이다. 다섯째, 사립대학교행정직원의리더십개발을위해서는통합적관점이필요하다. 특히개인변인인심리자본과자기주도학습이가장효과적인영향을주었고환경변인인총장의오센틱리더십과조직학습문화는다양한경로로리더십개발에영향을주고있다. 이는행정직원의리더십개발을위해서일부요소의효과만을적용하기보다는다차원적이고통합적인접근이필요한것을의미한다. 여섯째, 일반기업에서조직의효율화를위해서도입하기시작한팀제가사립대학교에서도효과가입증되었다. 현재과부제를시행하는많은대학은팀제를도입하려하고있다. 이에대해조직구성원들은반발과저항으로팀제도입을반대하며학교당국과갈등상황을보이기도한다. 그런데팀제가도입된대학은과부제가시행되는대학보다총장의오센틱리더십, 조직학습문화, 행정직원의긍정심리자본, 자기주도학습및직원의오센틱리더십등구성개념의잠재평균이높았다. 이것은팀제도입의효과성이있음을입증하는실증적인하나의예라할수있다. 이에본연구의결론을근거로다음의제언을하고자한다. 첫째, 대학에서총장의리더십은매우중요하다. 총장의내면화된도덕적시각은행정직원에게긍정적역할모델로작용하여직원의도덕적시각을강화시키고총장의균형있는정보의청취를통한 의사결정은대학발전의중요한요소가된다. 그리고총장이다양한집단과의투명한관계를유지하는것은직원오센틱리더십에긍정적효과를준다. 이에대학총장을대상으로오센틱리더십적용과개발을위한전문적코칭이이루어져야한다. 둘째, 일반기업뿐만아니라대학에서도조직의발전과인적자원의개발을위해서는조직학습문화의도입이필요하다. 특히, 대학총장의전략적인조직학습문화의조성과구축은장기적인관점에서행정직원의리더십개발에도움을주고대학경쟁력을높이며대학발전의기틀을이루는것이다. 셋째, 행정직원의리더십개발을위해서는심리자본을키워나갈수있는조직적풍토와분위기를조성하여야한다. 이러한긍정적분위기조성은서로격려하고칭찬하는공동체를형성할때이루어지며조직에대한애정과충성도도높아지고결국조직의성과와자신의오센틱리더십개발에도움이되는것이다. 넷째, 행정직원의리더십개발을위해서는자기자신이스스로주도적으로학습하는습관과능력의배양에집중해야할것이다. 현대와같이빠르게변하고발전하는사회에적응하기위해서는자기가주도적으로학습하는습관이필요하다. 이것은본인이자신의역량을개발하고발전시켜서장기적으로는조직이필요로하는경쟁력있는인재가되도록노력해야함을의미한다. 다섯째, 대학조직에서도조직구조의형태로팀제가어느정도효과가있다는것이입증되었다. 그러나대학에서의팀제도입은각대학이가지고있는고유한문화와특성등을고려하여구성원의설득및충분한준비과정을거쳐야할것이다. 본연구의제한점은다음과같다. 첫째, 사립대학교의정규직행정직원 ( 기술직포함 ) 을모집단으로하여 20개사립대학교 745명을표본추출하였다. 이에국 공립대학과 2년제전문대학의행정직및사립대학교에근무하는별정직, 기능직, 계약직까지일반화하기에는한계가있을수있다. 둘째, 행정직원중 35세이하의직원은대개하위직군에포함되므로오센틱리더십발휘에한계가있을수있다. 셋째, 현재까지연구된다양한리더십개발모델중최근에실증적인연구가이루어지고있는오센틱리더십개발모델을사용하였는데일반적인리더십개발모델을확대하여적용하기에는한계가있을수있다. 넷째, 오센틱리더십과심리자본은최근에연구가시작되어조직학습문화와자기주도학습등관련변인간의관계에대한연구가부족한상태이다. 이에오센틱리더십개발관련변인간의관계에대한해석상한계가있을수있다. 후속연구를위한제언은다음과같다. 첫째, 사립대학교행정직원을대상으로한연구이므로공공기관의행정직원또는교육공무원으로까지연구대상을확대하여연구할필요가있다. 둘째, 행정직원의오센틱리더십개발에미치는심리자본의조절효과에대한분석을통해리더십개발에대한후속연구들이이루어져야할것이다. 셋째, 행정직원의오센틱리더십개발모델에서다층모형분석을이용한개별대학자체가주는

12 조직효과에대한후속연구들이이루어져야할것이다. 참고문헌 김주환 김민규 홍세희 구조방정식모형으로논문쓰기 서울 커뮤니케이션북스 노종희 정영수 백정하 양승실 이상주 교육지도성이론과실제 서울 학지사 문수백 구조방정식모델링의이해와적용 서울 학지사 박란정 성인교육적관점에서의학교장리더십과학교의조직문화및교원학습문화가조직효과성에미치는영향 박사학위논문 숭실대학교대학원 박유진 현대사회의조직과리더십 서울 양서각 박희봉 정부기관팀제도입의효과성연구 한국정책연구 백완종 대학교직원의조직만족도에대한연구 직장직무사회적평가요인을중심으로 박사학위논문 고려대학교대학원 서정화 구관서 임창희 대학인적자원관리이론과실제 서울 학지사 오시영 정부조직팀제의효과성에관한연구 한국행정학회학술대회발표논문집 원종하 이대희 대학행정무엇이문제인가 서울 도서출판선영사 이군희 사회과학연구방법론 제 판 경기 법문사 이지숙 진정성리더십척도의국내기업현장적합성에관한연구 석사학위논문 연세대학교교육대학원 임창희 팀제와효율적인팀관리 임금연구 여름호 정재숙 자기주도적학습의선행요인과결과요인에관한실증연구 석사학위논문 부산외국어교육대학원 진규동 기업의학습조직활동이조직성과미치는영향 박사학위논문 숭실대학교대학원 최은수 성인교육자리더십과리더십개발연구를위한이슈의개념화와이론적틀 최호승 교사의수퍼 셀프리더십과학생의자기주도적학습간의관계에대한연구 석사학위논문 공주대학교교육대학원 홍성화 중소기업최고경영자의오센틱리더십 학습조직 구성원의심리자본 조직유효성간의구조적관계분석 박사학위논문 숭실대학교대학원 홍세희 구조방정식모형의다양한모형 서울 에스앤엠리서치그룹 리더십 제 판 차동옥 심원술 서재현 이호선역 서울 한경사 원저 출판

13 대학혁명 이철우 이규태 양인역 서울 성균관대학교출판부 원저 구조방정식모형원리와적용 제 판 이현숙 김수진 전수현역 서울 학지사 원저 년출판 리더십이론과실제 김남현역 서울 경문사 원저

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