1. 서론
최근 AI(artificial intelligence)와 로봇공학(robot mechanics)으로 대표되는 4차 산업혁명의 흐름 속에서 서비스 유통 기업들은 급격한 환경 변화를 경험하고 있다. 서비스 관리자가 더 이상 필요하지 않은 무인매장들이 생겨나고 있으며, 소비자들이 생산한 빅데이터를 통해 제조업체들이 직접 고객 정보를 수집할 수 있게 되는 등 서비스 유통기업들은 자신의 역할에 대한 보다 진지한 고민을 수행해야 하는 상황이다(Grewal, Motyka, & Levy, 2018). 이와 함께 서비스 유통기업의 관리자들은 온라인과 무인매장과는 차별화된 효익을 소비자에게 제공하길 요청받고 있다. 이는 고객 접점에 있는 서비스 관리자들이 혁신적 유통 업태들이 제공하는 표준화된 서비스와 동일한 수준의 서비스를 제공하는 것은 더 이상 의미 있는 기업역량이 아니라는 것을 의미한다(Kahn, 2018).
서비스 관리자들이 혁신적 유통 업태들과 경쟁할 수 있는 핵심역량으로 서비스 창의성이 자주 언급된다(Dong, Chuang, Liao, & Zhou, 2015; Coelho & Augusto, 2010; Kang & Hur, 2018). 서비스 창의성은 서비스의 생산과 제공 과정에서 새롭고 유용한 가치를 전달할 수 있는 역량을 의미하는 것으로(Amabile, 1996) 고객이 경험하는 불편함을 감소시키고, 제공되는 서비스의 가치를 증가시키며, 고객의 돌발적 요구를 극복하여 서비스 프로세스를 단축시키는 등 서비스 자체의 가치를 증가시키는 역할을 수행할 뿐만 아니라(Howells, 2004; Zeng, Proctor, & Salvendy, 2009; Hwang & Jung, 2018), 직무만족의 증가 및 이직의도의 감소(Valentine et al., 2011), 직무성과의 증가(Gilson, Mathieu, Shalley, & Ruddy, 2005)와 같은 서비스 기업의 효율성을 강화하는데도 공헌하는 바가 크다. 따라서 대부분의 서비스 유통기업에서는 서비스 관리자들의 서비스 창의성을 향상시키기 위한 다양한 방법들을 동원하고 있다(Jadhav, Seetharaman, & Rai, 2017).
서비스 관리자들의 창의성 향상을 위한 기업 수준의 노력들은 대체로 서비스 유통 조직 구성원들의 동기관련 강화요인을 찾는데 주력하고 있다. 이는 서비스 관리자들이 더 효과적이고 생산적인 결과를 내기 위한 창의성의 발현이 그들의 직무동기(work motivation)에 의해 결정된다는 전제에 기반하고 있다(Deci & Ryan, 2008). 직무동기는 "조직 구성원이 직무관련행동을 하게하는 내외부적인 힘의 집합체를 의미하는 것"으로 직무관련행동의 여부, 방향, 강도 및 지속기간 등을 결정하는 핵심적 원천이다(Pinder, 1998, p.11).
직무동기와 관련된 연구들은 이제까지 그 형성과정과 형태에 대한 다양한 연구들이 있어왔는데(Bargh, Gollwitzer, & Oettingen, 2010; Shah & Gardner, 2008; Gagné & Deci, 2005), 이 연구들은 공통적으로 자기결정성이론(self-determination theory: SDT)에 기반한다. 자기결정성이론(Deci & Ryan, 1985)에 따르면 개인의 동기는 완전한 자율성에 의해 결정되어지는 내재적 동기(intrinsic motivation)와 완전한 타율적 자극에 의해 결정되어지는 외재적 동기(extrinsic motivation)의 연속선상에서 형성되며, 내재적 동기에 근접되어 형성된 동기일수록 높은 문제해결 능력과 혁신적 성향을 지닌다(Dewett, 2007). 따라서 내재적 동기에 의해 동기화된 서비스 관리자들은 보다 창의적으로 의사결정하게 되고, 혁신적 서비스 유통 업태들과 차별화된 경쟁력을 지니게 된다.
직무동기가 내재적 동기와 외재적 동기의 극단에서 출발하는 연속적 개념이라는 정의에도 불구하고 서비스 관리자들의 직무동기와 관련된 연구들은 대체적으로 내/외재적 동기의 이분법적 구분에 의한 실증연구들이 주를 이뤄왔다. 이미 교육학과 인사조직 분야 등에서 직무동기의 개념을 내재적 동기와 외재적 동기 사이에 동일시 동기(identified motivation)와 규범적 동기(introjected motivation)로 구체화하기 시작하였으나(Gagné, Forest, Gilbert, Aubé, Morin, & Malorni, 2010; Sheldon & Elliot, 1998; Vaz, Pratley, & Alkire, 2016), 아직서비스 접점 맥락에서는 Moon, Hur, and yun(2017)의 연구를 제외하고는 직무동기의 구체화를 찾아보기 어려운 상황이다. 또한 동일시 동기와 규범적 동기로의 확장이 직무동기의 구체화에 공헌한다 하더라도 여전히 직무동기가 갖는 연속성 특성을 완벽하게 반영하지 못하고 있으며 각각의 동기요인이 서로에게 독립적이지도 않기 때문에 이를 극복할 수 있는 새로운 측정도구의 개발이 요구되어져 왔다. 이러한 문제점을 극복하는 방법으로 직무동기를 내재적 동기와 동일시 동기, 그리고 규범적 동기 및 외재적 동기로 세분화하여 이들에게 가중치를 부여하여 자율성의 정도를 측정해내는 상대적 자율성지수(relative autonomy index: RAI) 방법이 활용되고 있다(Grolnick & Ryan, 1987). 본 연구에서도 서비스 관리자의 직무동기가 연속형이라는 점, 그리고 각 직무동기 간의 명확한 구분이 쉽지 않다는 점에 근거하여 서비스 관리자의 직무동기를 측정하기 위해 상대적 자율성지수로 측정된 자기결정적 직무동기를 사용하고자 한다. 또한 이렇게 측정된 자기결정적 직무동기와 직무성과와의 관계 그리고 이 관계에서 서비스 관리 자들의 직무창의성의 매개적 역할을 살펴봄으로써 자기결정적 직무동기가 서비스 기업의 직무성과로 연결되어지는 구체적인 절차도 이해하고자 한다.
본 연구에서는 직무동기와 직무창의성의 조사대상을 여성 서비스 관리자로 한정시켜 진행하고자 한다. 서비스 기업에서 여성 고용이 차지하는 비중은 매년 증가하고 있는 점, 다양한 산업 중에서 여성 고용이 남성을 초과하는 유일한 산업(보다 구체적으로는 개인 및 공공서비스 분야)이 서비스업이라는 현실에 비추어보았을 때(Statistics Korea, 2017), 여성 서비스 관리자들을 대상으로 하는 연구의 필요성은 늘 있어왔다. 이에 더하여 남성과 여성 사이의 직무동기요인 차이를 밝힌 몇몇연구(Forgionne & Peeters, 1982)를 고려한다면 여성서비스 관리자를 대상으로 하는 연구의 필요성은 더욱 크다 하겠다. 마지막으로 본 연구에서는 자기결정적 직무동기와 여성 서비스 관리자의 직무창의성 간의 관계를 조절할 변수로 창의적 자아효능감(creative self-efficacy)의 역할을 살펴보고자 한다. 창의적 자아효능감은 창의적 업무를 수행해 낼 것이라는 자신의 능력에 대한 신념을 의미하는데(Tierney & Farmer, 2002), 강력한 의지력으로 어려운 장애물을 극복할 수 있게 함으로써 자기결정성과 창의성의 인과관계를 강화시킬 수 있는 개인적 자원이 될 수 있기 때문이다.
2. 선행연구 고찰과 가설의 설정
2.1. 서비스 산업에서의 여성 관리자
서비스 산업에서 차지하는 여성들의 높은 비중은 서비스 제공자로서의 여성의 역할을 매우 중요하게 만들고 있다(Watson, Taheri, Glasgow, & O’Gorman, 2018). 다양한 산업(예; 병원, 호텔, 항공서비스, 식당, 미용, 판매 등)에서 성별의차이를 고려해서 서비스 제공자로서의 역할을 정교화 하고자 하는 시도들은 과거부터 지금까지 지속되고 있다(Brief & Oliver, 1976; Hoobler, Masterson, Nkomo, & Michel, 2018). 대체적으로 주어진 서비스 환경에서 남녀 간의 심리적, 사회적 특성의 차이로 인해 달라지는 서비스 제공 과정과 결과물의 차이를 검증하고자 하는 시도들이었다(Babin & Boles, 1998; Pinar, McCuddy, Birkan, & Kozak, 2011). 이러한 시도들은 주로 남성과 여성이라는 성별의 차이로 인해 자연스럽게 인식되어 왔던 고정관념들이 서비스 환경에서도 동일하게 적용되느냐의 문제이다. 예를 들어, 여성에 비해 남성이 더 성취지향성이 높고, 도전과 자유를 갈망하는 성향이 크다는 고정관념(Hofsted, 2001; Bigoness, 1988)이 실제로 서비스 환경에서 어떻게 작용하는가에 대한 연구들이 이러한 시도라고 할 수 있다.
성별에 의한 고정관념이 서비스 환경에 동일하게 적용되는가에 대한 연구들의 결론은, 대체적으로 성별 그 자체보다는 개인 수준에서의 역량차이가 서비스 제공자로서의 성과차이를 설명하는 보다 유용한 변수라는 것이다(Brief & Oliver, 1976; Watson et al., 2018). 하지만, 최근 다양한 서비스 접점에서의 연구들을 살펴보면, 성별의 차이가 감정 및 동기 형성과정의 차이를 발생하게 하는 유의한 원인이 될 수도 있다는 견해도 존재한다. 예들 들면, 남성 서비스 제공자들 보다 여성 서비스 제공자들이 관계의 품질을 보다 중요하게 생각하며, 이는 관계 훼손에 대해 더 큰 심리적 압박을 유발한다. 이러한 현상은 여성 서비스 제공자들로 하여금 감정노동에 훨씬 더 민감하고 감정소진과 같은 심리적 자원의 고갈에 대응하기 어렵게 한다(Babin & Boles, 1998; Iacobucci & Ostrom, 1993; Han, Shin, Yoon, Ko, Kim, & Han, 2018). 연구결과들의 혼재된 결과들은 서비스 접점에서 동기와 성과 그리고 직무성과와의 관계에서 성별의 차이를 보다 면밀히 살펴보도록 요구하고 있다.
2.2. 자기결정성이론과 직무동기
동기(motivation)가 환경요인에 의하여 행동을 유발시키는 정열적인 힘(energetic forces)이라는 정의에 근거했을 때(Pinder, 1998), 기존의 연구들은 대체적으로 동기의 차원을 자율성 정도에 의해 내재적 동기와 외재적 동기의 두 가지 차원으로 구분하였다(Deci & Ryan, 2000; Vallerland, 2007). 이러한 구분은 동기의 방향과 정도를 나타내는 중요한 지표로서 역할을 수행하였으나 동기의 차원을 이분법적으로 구분함으로써 동기의 성격에 대한 규명에 소홀하였다. 이러한 문제에 대한 대안으로 언급되어진 것이 바로 자기결정성이론이다(Deci & Ryan, 1985). 자기결정성이론에 따르면 개인의 동기는 행위자 스스로 자율권을 보유하며 선택권을 갖는 자율동기(autonomous motivation)와 외압과 압력에 의해 형성되는 통제동기(controlled motivation)로 구분되는데, 이 과정에서 자기결정성의 정도에 의해 동일시 동기와 규범적 동기를 추가하여 동기의 유형을 4가지로 다원화시켰다. 여기에서 동일시 동기는 평소 자신이 가지고 있었던 가치와 의미에 부합되기 때문에 형성되는 동기로 일을 통해 즐거움과 만족감을 추구하는 내재적 동기와는 구분되어지며, 규범적 동기는 자아존중을 위한 보호나 부정적 감정의 회피를 목적으로 형성되어지는 동기로 외부원천의 보상을 통해 형성되는 외재적 동기와는 구분되어진다. 이러한 동기유형의 다원화는 동기의 유형을 내재적, 외재적으로 구분하여 동기의 차원을 분절시켜 두 가지 차원에서 높고 낮음을 파악했던 기존 연구의 틀에서 벗어나 자기결정성의 연속선상으로 동기의 유형을 확장함으로써 동기의 성격을 보다 구체화하는데 공헌하였으며(Moran, Diefendorff, Kim, & Liu, 2012; Sheldon & Elliot, 1998), 직무환경 특히 서비스 환경 내에서 관리자와 종업원들의 업무만족도와 직무성과, 이직의도 등을 결정하는 중요한 선행요인으로도 활용되고 있다(Moon et al., 2017).
2.3. 자기결정적 직무동기, 서비스 관리자의 직무창의성 그리고 직무성과
개인의 자율에 의해 통제되는 동기요인이 서비스 접점에 놓여 있는 서비스 종업원의 성과를 향상시킬 수 있음은 기존 연구들을 통해 검증된 바 있다(Yang, Cho, & Lee, 2015). 이러한 관계의 기본적 원리는 앞서 논의한 자기결정성이론에 기반을 두고 있다. SDT이론에 따르면, 자율적으로 통제되는 동기에 의해 발현된 직무일수록 인간은 그 직무를 통해 즐거움을 추구하는 경향이 크며, 적극적으로 자기자신을 표현하는 경향이 크고, 높은 호기심을 보인다고 한다(Aguilera, Rupp, Williams, & Ganapathi, 2007). 즐거움과 자아실현 등과 같은 긍정적 감정은 새로운 가능성과 학습에 대한 열의를 유발하며 이는 인지적 개방성과 창의적 문제해결능력의 향상을 초래한다(Ashby, Isen, & Turken, 1999). 긍정적 감정과 인지적 개방성은 서비스 종사자들로 하여금 훨씬 더 긍정적인 방식으로 행동하게 한다(Bower & Forgas, 2001).
정보처리 방식과 관련된 기존의 연구들을 통해서도 위와 같은 사실들을 확인할 수 있다.스스로의 동기에 의해 형성된 열정적 태도는 상호이익을 추구하기 위한 해법을 찾는데 더 적극적이며 공동의 이익을 추구하려는 성향이 강해 다양한 정보를 통합하여 활용하도록 한다(De Dreu, Nijstad, & van Knippenberg, 2008). 이러한 다양한 정보의 활용은 서비스 관리자 및 종업원들의 인지적 유연성을 증가시키고, 위험에 담대하며 복잡한 현상도 마다하지 않게 한다(Polman & Emich, 2011). 따라서 어려운 아디이어를 보다 잘 수용하고 다양한 정보를 포용함으로서 문제해결을 위한 새로운 접근방법을 재창조할 수 있게 되는 것이다.
서비스 관리자들은 서비스 접점에서 창의성이 요구되는 다양한 상황과 문제에 직면한다. 이는 창의성이야 말로 서비스 접점에서 고객들의 문제를 해결하고 그들의 긍정적 태도를 증가시킬 수 있는 중요한 원천임을 의미한다(Bitner, Bernard, & Tetreault, 1990). 참신한 아이디어를 다양한 정보로 통합시킬 수 있는 서비스 관리자들의 역량은 직무목표를 성취하게 하는 요인이며 고객만족 수준을 향상시키는 원천이기도 하다(Wang & Netemeyer, 2004). 또한 창의성을 갖춘 서비스 관리자들은 현재의 상황을 새로운 시각과 혁신적인 방법으로 표현하며 문제해결을 위한 새로운 수단을 찾는데 능숙하다. 이는 궁극적으로 높은 수준의 직무성과를 이끌어낸다. 이에 본 연구에서는 자기결정적 직무동기가 창의성을 증가시키고 이를 통해 직무성과가 향상된다는 직무창의성의 매개적 역할이 여성 서비스 관리자들에게 동일하게 적용될 것이라는 기대하에 다음과 같은 가설을 설정한다.
H1: 여성 서비스 관리자의 자기결정적 직무동기가 직무성과에 미치는 정(+)의 효과는 직무창의성에 의해서 매개될것이다.
창의적 자아효능감은 자신이 의도한 바를 창의적으로 성취해 낼 능력이 있다고 믿는 신념으로 정의된다(Tierney & Farmer, 2002). 창의적 자아효능감이라는 연구개념은, 원하는 성과를 얻을 수 있다는 자신의 신념을 의미하는 자아효능감(Bandura, 1997)이 창의적 과업이라는 상황에 특화되어 측정되는 것이 아니기 때문에 자신의 창의적 업무에 대한 성취 신념으로 국한시켜 측정할 필요가 있다고 주장한 Tierney and Farmer(2002)에 의해 제시되었다.
창의적 자아효능감은 업무경험에 의해 형성된 충분한 업무지식과 업무에 대한 일반적인 성취 신념인 자아효능감에 의해 형성되어지는데(Tierney & Farmer, 2002), 이러한 감정들은 자신의 능력에 기반을 둔 자기지향적 동기와 결과에 대한 긍정적 기대와 밀접한 관련이 있다. 자아효능감이 잘 갖춰진 서비스 관리자들은 감정적 자원의 소모가 적고, 친숙하지 않은 업무환경을 잘 견디게 할 심리적 역량을 갖추고 있다(Stajkovic & Luthans, 1998). 이러한 결과는 자원보존이론(conservation of resources: COR, Hobfoll, 1989)을 통해서도 설명이 가능하다. 자원보존이론에 따르면, 인간은 자신의 심리적 안정을 위해 자신이 보유해야 할 심리적 자원을 보호하고 유지하려는 성향을 가지고 있으며 이러한 과정이 외부의 심리적 자극에 대응하는 개인의 반응 기저를 구성한다고 주장한다. 이러한 주장을 근거로 하면, 고난이도의 문제해결이 필요한 서비스 환경을 만났을 때 자율성에 의해 발현된 동기는 심리적 자원의 소모를 적게 인식하게하고, 창의적 결과를 생산해 낼 수 있다는 신념인 창의적 자아효능감은 긍정적 심리적 자원의 원활한 획득에 작용하게 되어, 결국 창의적인 의사결정에 기여하게 될것이다. 또한 창의적 자아효능감은 경험에 근거한 업무지식에 의해 형성되는데(Tierney & Farmer, 2002), 이는 높은 자기결정성에 의해 형성된 동기가 참신성(novelty)에만 기반하지 않고 유의미성(meaningfulness)이 수반될 수 있도록 도울 것이다. 따라서 자기결정적 직무동기가 직무창의성에 미치는 긍정적 영향은 창의적 자아효능감이 높을수록 더욱 더 커질 것으로 기대하며 이는 여성서비스 관리자일 경우에도 동일하게 적용될 것이다. 이에 다음과 같은 가설을 설정한다.
H2: 여성 서비스 관리자의 자기결정적 직무동기가 직무창의성에 미치는 정(+)의 효과는 창의적 자아효능감에 의해서 조절될 것이다.
마지막으로, 본 연구에서는 위의 가설들을 바탕으로 자기결정적 직무동기와 직무성과와의 관계에 있어 직무창의성의 매개효과를 창의적 자아효능감이 조절할 것이라고 가정한다. 이는 창의적 자아효능감을 많이 보유할수록 자기결정적 직무동기와 직무성과를 정(+)의 방향으로 매개하는 여성 서비스 관리자의 직무창의성의 효과는 증가될 것임을 의미하는데, 직무창의성을 통한 자기결정적 직무성과 간의 간접효과의 크기가 심리적 역량의 크기를 증대시키는 창의적 자아효능감으로 인해 더욱 커질 것이기 때문이다. 이에 다음과 같은 가설을 설정한다.
H3: 여성 서비스 관리자의 자기결정적 직무동기가 직무창의성을 통해 직무성과에 미치는 정(+)의 효과는 창의적 자아효능감에 의해서 조절될 것이다.
위와 같은 논의들을 통해 연구모형을 다음 [Figure 1]과 같이 도출하였다.
Figure 1: Research Model
Note: Control Variables: Age, Education, Organizational Tenure, Company Position, Positive/Negative Affectivity, and Social Desirability Bias
3. 연구방법론
3.1. 자료의 수집 방법 및 표본의 특성
가설을 검증하기 위해서 다양한 서비스 조직(예: 금융, 유통, 외식/환대 서비스)에서 1년 이상 근무하고 있는 서비스 관리자(예: 과장, 차장, 부장 등)를 대상으로 자료를 수집하였다. 자료는 응답자가 스스로 기입하는 방식(self-administered instrument)으로 수집되었으며 총 331명이 조사에 참여했다. 응답자 평균 연령은 약 39.15세(표준편차: 5.52)이고, 해당 조직에서의 평균 근무기간은 7.97년(표준편차: 5.45)으로 나타났다. 교육수준은 대졸 58.9%, 전문대졸 19.3%, 고졸 12.1%, 대학원 이상 졸 9.7%의 순으로 측정되었다. 직급 분포를 살펴보면, 과장급 71.0%, 차장급 18.7%, 부장급 9.7%, 기타 0.6%로 구성되어 있었다([Table 1] 참고).
Table 1: Demographics of Sample
3.2. 측정문항
연구 변수들의 측정을 위하여 본 연구는 기존 연구에서 사용된 측정문항들을 본 연구의 목적에 부합하도록 수정하였다([Table 2] 참고). 자기결정적 직무동기는 다음의 단계에 따라 측정되었다. 먼저 자기결정적 직무동기의 차원을 내재적 동기, 동일시 동기, 그리고 규범적 동기 및 외재적 동기로 구분하고, 각 차원의 측정을 위해 Gagné et al.(2010)의 연구에서 사용한 각각 3개의 항목을 사용하였다. 선행연구를 근거로(예: Hagger & Chatzisarantis, 2009; Vallerand, Pelletier, & Koestner, 2008; Zhou, 2015), 측정된 4가지 자기결정적 직무동기의 차원을 Grolnick and Ryan(1987)이 제시한 RAI(relative autonomy index) 측정방식으로 구체화하였다[(2 X 내재적 동기) + (동일시 동기) – (규범적 동기) – (2 X 외재적 동기)]. 직무창의성은 Coelho and Augusto(2010)의 연구에서 사용한 4개 문항을 이용하여 측정하였으며, 직무성과는 Williams and Anderson(1991)의 연구에서 사용한 4개 문항을 이용하여 측정하였다. 마지막으로 창의적 자아효능감은 Tierney and Farmer(2002)의 연구에서 활용된 3개의 항목을 이용해서 측정하였다.
Table 2: Results of Confirmatory Factor Analysis
Note: *p<.01, λ: standardized loading
한편, 내생변수인 직무창의성과 직무성과에 영향을 미칠 수 있는 공변량 효과를 통제했다. 즉, 응답자의 연령, 학력(교육기간), 현재 근무하고 있는 조직에서의 재직기간, 직급(가변수), 긍정/부정 정서긍정/부정적 정서(positive and negative affectivity), 사회적 바람직 편향성(social desirability bias) 변수를 통제했다(Bowen, Swim, & Jacobs, 2000; Hur, Moon, & Rhee, 2016; Moon et al., 2017). 긍정과 부정 정서는 Watson, Clark, and Tellegen(1988)이 제안한 문항들을 활용했다(긍정 정서: 3개 문항, 부정 정서: 3문항). 본 연구는 자기기입식 조사법으로 자료를 수집한 결과 사회적 바람직 편향성정도가 응답결과에 영향을 미칠 수 있기 때문에(Podsakoff, MacKenzie, & Podsakoff, 2012), 이를 직접 측정해서 통제했다. 사회적 바람직 편향성은 Hays, Hayashi, and Stewart(1989)의 연구에서 제안된 5가지의 문항을 이용했다. 모든 측정문항은 5점 리커트 척도(Likert 5 point scale)를 사용했으며, ‘1’은 전혀 그렇지 않다’, ‘5’는 ‘매우 그렇다’로 응답하도록 했다.
3.3. 기초통계 및 신뢰성과 타당성 분석
연구대상의 인구통계학적 특성을 이해하기 위해 기초통계량과 신뢰도 분석은 SPSS 18.0을 사용하였다. 또한 측정모형의 신뢰성과 타당성 검증 및 가설검증은 M-plus 8.1을 사용했다. 첫째, 신뢰성의 확인을 위해 측정 항목간의 내적일관성 정도를 파악할 수 있는 Cronbach's α 계수를 도출하였다. 그 결과 Cronbach's α 계수가 모든 변수에서 .85 이상을 보여 측정 항목의 신뢰성을 확인할 수 있었다(Nunnally & Berstein, 1978). 둘째, 측정모형의 수렴타당성을 확인하기 위해 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis: CFA)을 수행하였다([Table 2] 참고). 모형의 적합도 지수를 확인한 결과, 측정모델의 자료적합성이 확보된 것으로 확인할 수 있었다(χ2(482)=933.78, p<.05, CFI(the comparative fit index) = .93, TLI(the TuckerLewis index)=.92, RMSEA(the root mean square error of approximation)=.06, SRMR(standardized root mean square residual)=.05). 확인적 요인분석 결과 모든 측정문항의 요인적재량이 통계적으로 유의적이어서(Bentler & Bonett, 1980) 수렴타당성을 확보할 수 있게 되었다. 셋째, 합성신뢰도(composite reliability)는 그 계수값(.7 초과)과 평균추출분산(averaged variance extracted) 계수값(.5 초과)을 바탕으로(Bagozzi & Yi, 1988) 그 신뢰도가 확보된 것으로 판단했다([Table 2] 참고).
타당성 분석의 마지막 절차로, AVE 제곱근과 상관계수 값의 비교를 통해(Fornell & Larcker, 1981) 판별타당성을 확인했다. [Table 3]에서 보는 바와 같이 AVE 제곱근 값이 다른 변수들과의 상관계수 값 보다 큰 것으로 나타나, 판별타당성의 기준이 충족되었다는 것을 확인할 수 있었다.
Table 3: Descriptive Statistics: Means, Standard Deviation, and Correlation
Note: ✝p<.1 ,*p<.05, **p<.01, Education/Org. Tenure: Year,
Dummy=Company Position Dummy, RAI=Self-determined Work Motivation, CR=Composite Reliability,
the number in the diagonal is the AVE(average variance extracted).
한편, 본 연구에서 수집된 데이터들은 제시된 설문문항에 대해 자신의 의견을 표현하는 자기보고식 설문지를 통해 수집되었기 때문에, 동일방법에 기인한 편향(common method bias)이 존재할 가능성이 높다(Podsakoff et al., 2012). 이러한 방법론상의 편의는 데이터 자체의 타당성을 저하시킬 수 있으며, 더 나아가 분석결과의 내적타당성(internal validity)이 심각하게 훼손되기 때문에 그 편향 영향력의 정도를 파악하여 모형에 반영(예: 통제)하여야 한다(Podsakoff et al., 2012). 동일방법상의 편의의 심각성 정도를 파악하기 위해서 확인적 단일요인분석을 통해 점검해 보았다(Podsakoff et al., 2012). 분석결과, 모형적합도가 χ2(350)=2573.48, p<.05, CFI=.40, TLI= .36, RMSEA=.15, SRMR=.14)과 같이 현저히 낮기 때문에 동일방법으로 인한 편의발생 가능성은 상대적으로 낮은 것을 확인했다. 따라서 해당 자료를 활용해서 가설검증에 진행해도 무리가 없는 것으로 판단했다.
3.4. 가설의 검증결과
SPSS Process 2.16 매크로(모델번호 4, 7)를 이용해서 3개의 연구 가설을 차례로 검증했다. 첫째, 여성 서비스 관리자의 자기결정적 직무동기가 직무창의성을 통하여 직무성과에 미치는 긍정적 효과를 검증했다. 매개효과 검증을 위한 추정방법으로는 부트스트래핑(bootstrapping)을 사용하였는데(Shrout & Bolger, 2002; Hayes, 2013), 이 추정방법은 데이터의 분포가 정규분포인지의 여부와 상관없이 사용할 수 있다는 장점이 있어서 매개효과를 추정하는데 적절한 방법으로 사용되고 있다(Hayes, 2013). 본 연구에서는 Hayes(2013)가 제시한 방식으로 연구 모형(모델번호 4)에 설정된 각 경로계수를 추정하고, 이를 바탕으로 최종적으로 매개효과를 검증했다([Table 4] 참고).
Table 4: Coefficients for Mediation Model
Note: ✝p<.1 ,*p<.05, **p<.01, b: unstandardized coefficient.
RAI=Self-determined Work Motivation.
[Table 4]에서 보는 것과 같이 여성 서비스 관리자들의 자기결정적 직무동기는 직무창의성을 통하여 직무성과에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(b=.017, 95%CI [.008, .029]). 따라서 가설 1은 채택되었다. 매개효과를 추정하는 과정에서, 여성 서비스 관리자들의 자기결정적 직무동기가 직무성과에 미치는 직접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다(b=-.025, 95%CI [-.053, .002]). 이러한 결과를 종합해 보면, 직무창의성은 여성 서비스 관리자들의 자기결정적 직무동기가 직무성과에 미치는 정의 관계를 완전매개(full mediation)하는 것을 알 수 있다. 즉, 직무창의성은 여성서비스 관리자들의 자기결정적 직무동기가 직무성과로 이어지는 메커니즘을 효과적으로 설명해 주었다.
둘째, 가설 2를 검증하기 위해서, 여성 서비스 관리자들의 창의적 자아효능감이 자기결정적 직무동기가 직무창의성의 관계를 증가시키는지를 확인하기 위해 조절효과를 분석했다. 조절효과 분석을 위한 사전 작업으로, 분석에 포함되는 독립변수와 조절변수들의 평균중심화(mean centering)를 진행했다(Aiken & West, 1991). 다음으로 Process 2.16의 모델 7번을 이용해서 조절효과를 분석한 후, 조절적 매개효과(moderated mediation effect)도 분석했다.
[Table 5]에 나타난 것과 같이, 여성 서비스 관리자들의 창의적 자아효능감은 자기결정적 직무동기가 직무창의성에 미치는 정(+)의 효과를 증폭시켜 주는 것으로 나타났다(b=.042, p<.05). 따라서 가설 2는 채택되었다. 가설 검증 내용을 구체적으로 파악하기 위해서 여성 관리자들의 창의적 자아효능감의 수준(고: 평균+1SD, 중: 평균 저: 평균-1SD)에 따른 단순기울기 계수의 크기를 비교했다. [Figure 2]에 나타난 것과 같이 여성 서비스 관리자들의 창의적 자아효능감이 높아짐에 따라 자기결정적 직무동기가 직무창의성에 미치는 정의 효과가 증가하는 것으로 나타났다(높은 수준: b=.119, 95%CI [.063, .157]), 평균수준: b=.081, 95%CI [.049, .117], 낮은 수준: b=.052, 95%CI [.011, .092]).
Table 5: Results of Hierarchical Moderated Regression Model
Note: ✝p<.1, *p<.05, **p<.01, b: unstandardized coefficient
RAI = Self-determined Work Motivation
Figure 2: Simple Slope Test of Creative Self-efficacy
Note: b: unstandardized coefficient,
RAI=Self-determined Work Motivation
마지막으로, 여성 서비스 관리자들의 창의적 자아효능감이 ”자기결정적 직무 동기 → 직무창의성 → 직무성과” 과정에서 직무창의성이 가지는 정(+) 매개효과를 조절하는지의 여부를 검증했다(가설 3). 조절적 매개효과가 성립하기 위해 충족되어야 할 매개효과(가설 1)와 조절효과(가설 2)가 통계적으로 유의미했기 때문에, 조절적 매개효과를 분석했다(Hayes, 2015)([Table 6]). 분석결과, 여성 서비스 관리자의 ”자기결정적 직무 동기 → 직무창의성 → 직무성과”의 매개효과는 창의적 자아효능감에 의해서 증가되는 것으로 나타났다(b=.009, 95%CI [.001, .021]). 즉, 창의적 자아효능감이 높은 경우에 있어 ”자기결정적 직무 동기 → 직무창의성 → 직무성과”의 매개효과 가장 큰 것으로 나타났고(높은 수준: b=.024, 95%CI [.011, .041]), 다음으로 평균수준(b=.018, 95%CI [.009, .030]), 낮은 수준(b=.011, 95%CI [.093, .024])으로 매개효과의 크기는 차이를 보였다.
Table 6: Indirect Effect of Job Creativity on RAI-Job Performance Relationship
Note: b: unstandardized coefficient: indirect effect
4. 결론
4.1. 연구의 요약
본 연구는 서비스 산업의 주요 구성원임에도 불구하고 독립적으로 검토되지 못했던 여성 서비스 관리자들을 대상으로 그들의 자기결정적 직무동기가 직무성과에 미치는 과정에서 직무창의성의 매개적 역할을 검증하고, 자기결정적 직무동기와 직무창의성 간의 관계가 창의적 자아효능감에 의해 어떻게 조절되는지를 살펴보았다. 분석결과, 여성 서비스 관리자의 자기결정적 직무동기가 직무성과에 미치는 정의 효과는 직무창의성에 의해 완전매개(full mediation)되는 것으로 나타났다. 또한, 자기결정적 직무동기가 직무창의성에 미치는 효과는 창의적 자아효능감에 의해서 강화되는 것으로 나타났다. 즉 여성 서비스 관리자의 “자기결정적 직무동기 → 직무창의성 → 직무성과 메커니즘”에서 정(+)의 매개효과는 창의적 자아효능감에 의해 증폭되는 것으로 나타났다([Table 7] 참고).
Table 7: Summary of Hypotheses Testing
Note: *p<.05, **p<.01, b: unstandardized coefficient
4.2. 학술적 시사점
연구의 결과는 다음과 같은 학술적 시사점을 지닌다. 첫째, 본 연구에서는 자기결정성을 활용하여 직무동기를 측정하고 있으며, 자기결정성을 측정하기 위한 구체적인 수단으로 RAI 측정방식을 사용하였다. 서비스 맥락에서 직무동기와 관련된 기존의 연구들은 대체로 서비스 종사자들의 창의력을 향상시키기 위한 동기요인으로 내재적 동기의 긍정적 역할과 외재적 동기의 부정적 역할을 조명하는데 집중해 왔다(Moon et al., 2017; Coelho & Augusto, 2010; Ahmed, Majid, & Zin, 2016). 하지만 동기의 본질적 특성 상 특정 동기요인의 많고 적음으로 서비스 종사자의 동기요인이 결정되는 것은 아니며 다양한 차원의 동기요소들이 개인의 동기 수준과 특성을 결정하는데 관여함에도 불구하고 대체적으로 단일 차원의 동기요인으로 서비스 종사자들의 직무동기를 설명해왔다. 이러한 이유에서 개인의 다양한 동기의 유형을 연속선상에서 최대한 반영할 수 있는 명확한 지표에 대한 필요성이 제기되어 왔지만 서비스 맥락 하에서 이러한 시도는 부족했었다. 이에 본 연구에서는 교육학 분야 등에서 사용되어 오던 RAI 측정방식을 활용하여 자기결정성의 측정값으로 활용함으로써 다양한 형태의 직무동기가 서비스 종사자들, 특히 여성 서비스 관리자들의 직무동기 측정 및 활용에 반영될 수 있도록 하였다.
둘째, 본 연구에 사용된 창의적 자아효능감(creative self-efficacy)은 서비스 맥락에서의 자기결정적 동기와 직무창의성 그리고 직무성과 등의 관계를 살피는데 있어 보다 합리적인 역할을 수행한다는 것이다. 서비스 종사자들의 창의성 형성은 참신성(novelty)과 유의미성(meaningfulness)의 경로로 형성되는데(Ford & Gioia, 2000), 창의적 자아효능감이 바로 이러한 참신성 및 유의미성을 효과적으로 달성할 수 있을 것이라는 성취 신념임을 고려하면, 다양한 영역들(domains)들에서 일반적 개념으로 활용되는 자아효능감에 비해 본 연구의 맥락에 더욱 타당한 개념이라 할 수 있다(Chen, Gully, & Eden, 2001; Tierney & Farmer, 2002).
4.3. 실무적 시사점
본 연구는 다양한 이론적 시사점과 더불어 다음과 같은 실무적 시사점을 제공한다.
첫째, 본 연구에서는 창의적 자아효능감이 자기결정적 직무동기와 직무창의성의 관계를 강화시켜주는 경계조건(boundary condition)임을 밝힌 바 있다. 이는 서비스 접점에서 발생하는 난해한 상황들을 해결하기 위해 필요한 서비스 관리자들의 직무창의성이 자기결정적 직무동기와 창의적 자아효능감의 결합으로 더 강력해 질 수 있음을 의미한다. 따라서 서비스 의사결정자들은 자기결정적 직무동기가 강한 관리자를 현장에 투입시키는 것과 더불어 창의적 자아효능감의 강화를 위한 방안들, 즉 자율성과 유연성 그리고 전문성이 보장되는 의사결정 환경을 제공하는 것이 직무성과 향상에 공헌한다는 점을 인식해야 한다. 특히 전문성은 서비스 관리자들의 창의적 자아효능감에 미치는 영향의 정도가 매우 큰 것으로 알려져 있다(Tierney & Farmer, 2002). 이는 서비스 관리자들의 기능이 서비스 조직에서 전문적이고 독립적인 기능으로 확인되어야 하고, 업무 수행과정에서 거쳐 가는 단순 경유지가 되어서는 안 된다는 것을 의미한다.
둘째, 앞서 논의한 바와 같이, 본 연구에서 사용된 자기결정적 직무동기는 4가지 유형의 동기가 결합되어진 복합적 형태의 개념이었다. 이러한 다양한 형태의 동기유형이 결합됨에 따라 자기결정적 직무동기의 향상을 위한 기업의 대응 역시 다양하게 확대될 수 있다. 예를 들어, 외재적 동기와 서비스 관리자와의 직무창의성과의 부정적 관계에 대한 고정관념은 동일시 동기의 활성화를 전제로 했을 때 오히려 긍정적 관계로 변할 수 있음을 고려해야한다. 따라서 인센티브와 같은 물리적 보상이 반드시 직무창의성을 저해하는 것이 아니라 동일시 동기와 내재적 동기가 자극되는 형태로 제공되었을 때 오히려 직무창의성이 향상될 수 있음을 알 수 있다.
마지막으로 본 연구는 연구대상을 서비스 관리자인 여성에 한정해 진행하였다. 서비스 산업에서 차지하고 있는 여성의 비율이 상당하고, 특히 관리자로서의 여성의 역할이 강조되고 있는 최근의 상황에 비추어봤을 때, 여성 서비스 관리자들의 서비스 성과를 증대시키기 위해서는 반드시 자기결정적 직무동기와 창의적 자아효능감을 향상시키는 데 가장 효과적인 형태의 서비스 조직 문화를 구축하는 것이 필요하다 하겠다.
4.4. 한계점 및 향후 연구방향
본 연구는 여성 서비스 관리자들이 주를 이루는 서비스 조직 내에서 직무성과를 향상시키기 위한 구체적 방안으로 자기결정적 직무동기, 직무창의성, 그리고 창의적 자아효능감의 역할에 대해 살펴보고 이론적, 실무적으로 적용시킬 다양한 시사점을 발견하는 것을 목적으로 수행되었다. 연구 수행 과정과 결과에서 발견된 한계점들과 함께, 향후 연구에서 이러한 한계점을 극복하기 위해 수행될 수 있는 다양한 시도들을 다음과 같이 제안한다.
첫째, 본 연구는 서비스조직에 근무하는 여성 관리자들을 대상으로 실시하였다. 향후에는 서비스이외의 조직에서 근무하는 여성 관리자들과의 비교 연구를 고려할 필요가 있다. 더불어 남성 관리자 또는 관리자 직급이 아닌 여성 종업원과의 비교 연구를 진행함으로써, 직무창의성에 미치는 자기결정적 직무동기의 비대칭적인 효과를 파악하는 연구를 진행할 필요가 있다.
둘째, 본 연구에서는 여성성을 성별이라는 물리적/신체적 특성으로 접근했다. 그러나 심리적 여성성(feminality)을 함께 고려할 필요가 있다. 비록 동일한 여성이라고 하더라도, 개인의 문화적 지향성(cultural orientation) 측면에서 여성성보다 남성성이 더 강할 경우, 현재의 연구결과와 상이할 수 있기 때문이다. 따라서 향후 연구에서는 여성성을 변수로 측정해서 모형에 반영하거나, 여성성의 조절효과를 동시에 고려해 보는 연구를 진행해 볼 것을 제안한다.
셋째, 본 연구는 주로 자기결정적 직무동기와 창의성, 자아효능감 같은 개인적 태도와 역량에 기초한 변수들의 관계를 다루고 있다. 서비스 조직의 직무성과를 보다 정확히 이해하기 위해서는 다양한 개인의 인구통계학적 및 개인특성 변수들(예: 근무 기간이외의 근무경력, 도전정신, 개인주의 정도 등)과 서비스 조직 차원의 변수들(예: 조직지원, 서비스 분위기 등)이 포함되어져야 할 것이다.
마지막, 본 연구는 특정 시점에 측정된 자료를 바탕으로 수행되어졌다. 측정 대상들의 응답이 시차를 두고 바뀔 수 있다는 점에 근거해 보면 각 변수들 간의 절대적 인과관계를 파악하였다고는 볼 수 없다. 향후 연구에서는 다양한 시점에서 측정된 자료를 바탕으로 변수들 간의 절대적 인과관계를 파악하여야 할 것이다.
This research has been supported by the AMOREPACIFIC Foundation. This work was supported by the National Research Foundation of Korea Grant funded by the Korean Government (NRF-2014S1A5A2A03066047).