1. 직무요구-자원 모델

직무요구-자원 모델은 직무 종사자들이 자신의 직무에 대한 부담이나 긴장, 스트레스, 태도 등을 설명하는 심리적 측면의 대표적인 모델이다. 모든 직무들은 직무 그 차제로서 직무소진과 같은 부정적인 요소도 가지고 있지만 직무열의를 일으키는 동기요인도 함께 가지고 있다.

직무요구-자원 모델(Job Demands-Resources Model: JD-R Model)은 Demerouti et al.(2001)에 의해 처음 제시되었는데 직무소진(job exhaustion)과 이탈(disengagement)의 선행변수로 직무요구와 직무자원을 언급하였다. 직무수행 과정에서 과도한 직무요구는 스트레스를 유발시키고 직무자원 간 균형을 이루지 못하게 되면 직무소진과 이탈이 발생한다고 하였다. Schaufeli & Bakker(2004)는 기존 직무요구-자원 모델에서 직무열의, 건강, 이직의도 등의 변수를 추가하여 연구를 하였는데 직무와 관련된 각 변수들 간의 관계가 직무소진을 해소하여 건강과 이직의도가 줄어들어 성과가 높아지는 활성화 과정과 직무열의가 증가하여 건강이 회복되고 이직의도가 줄어드는 동기부여 과정으로 구분된다고 하였다.

일반적으로 직무요구-자원 모델에서 직무특성은 직무요구와 직무자원으로 구분하여 연구를 수행한다. Bakker et al.(2004)은 직무요구를 직무특성과 관련된 사회적, 조직적, 육체적 관점으로 보고 이러한 요구는 심리적·육체적 비용을 발생시킨다고 하였다. 직무요구는 반드시 부정적인 것은 아니지만 직무와 관련된 과도한 심리적·육체적 비용을 발생시켜야 한다고 느낄 때 스트레스를 일으켜 직무소진과 같은 부정적인 효과를 발생시 킨다고 하였다.

Schaufeli & Bakker(2004), Hakanen et al.(2008)은 직무요구를 직무를 수행하기 위해 요청되어져 직무종사자가 해야 하는 신체적·심리적 노력으로서 합리적인 직무요구는 직무수행을 위한 동기 유발, 자신감 고취, 나아가 직무 열의를 상승시키는 긍정적인 효과가 나타나지만 불합리한 직무요구는 스트레스 발생, 자신감 결여, 실수로 인한 열의 감소 등 심리적 소진을 발생시켜 신체적 또는 심리적으로 부정적인 효과를 발생시킨다고 하였다. Schaufeli et al.(2009)는 노동자들에 대한 과도하거나 불합리한 직무요구는 직무수행에 도움이 되지 않을 뿐만 아니라 직무수행을 위한 더 많은 노력과 비용을 발생시키게 되어 직무소진을 발생시킨다고 하였다. 선행연구에 따라 조금씩 차이가 있지만 불합리하거나 과도한 직무요구, 근무환경, 고객과의 상호작용, 조직 내 구성원들과의 관계 등 직무요구사항의 인지 여부는 직무소진과 열의에 직접적인 영향을 미치는 것을 알 수 있다

직무특성의 또 다른 개념인 직무자원은 직무 목표를 달성할 수 있도록 돕고, 개인의 성장과 학습 발전을 도와 생리적 및 심리적 비용을 줄일 수 있는 신체적, 물질적, 심리적, 사회적, 조직적 조건적인 특성 또는 자원을 의미하며(Demerouti et al., 2001), 업무의 자율성이나 조직 구성원들의 성원과지지, 자기계발의 기회 등 직무 목표나 성과를 달성하는데 기능적이고 다각적인 역할을 하는 것으로 보았다(Hakanen et al., 2008; Kim, 2015; Kim & An, 2019).

직무자원은 직무요구를 효율적으로 관리하기 위해서도 필요하지만 개인의 동기를 강화하는 요인이 되기도 하며 직무수행의 질을 높이는 데에도 중요한 역할을 한다(Hobfoll, 2002). 직무자원은 직무 종사자들에게 긍정적인 직무특성으로 작용하여 직무 스트레스와 소진을 줄여 직무에 대한 만족이나 몰입을 높일 수 있는 중요한 동기요인으로 작용하여 직무열의를 높이는 데 기여한다(Schaufeli et al., 2009).

2. 직무소진 및 직무열의

소진이라는 용어는 1974년 자원의료봉사자들을 대상으로 한 연구에서 Herbert J. Freudenberger에 의해 처음 제시되었 데, 직무소진은 직무수행으로 인해 발생하는 스트레스나 좌절, 피로 등이 누적되어 직무수행 근원이 줄어들거나 상실된 상태를 의미한다(Oh & Yook, 2011). Schaufeli & Bakker(2004)는 과도한 직무요구에 따라 발생할 수 있는 심리적 상태로 소진이 발생하게 되면 직무와 조직 등에 냉소적 태도를 가짐으로써 자아상실, 불만족을 통한 이직의도 증가, 조직유효성 감소 등 부정적인 영향이 나타난다고 하였다(Cropanzano et al., 2003).

직무열의는 직무수행을 위해 스스로 능동적이고 적극적인 자세를 영위하고 직무를 긍정적으로 지각하면서 직무 목표 성취를 위해 노력하려는 심리적인 상태를 의미한다(Schaufeli et al., 2002). 직무에 대한 열의는 직무에 대응하는 자신의 역할에 스스로의 책임과 의무감을 부여하게 되어 신체적·심리적으로 직무에 몰입하는 수준을 높이고 실질적으로 직무 및 조직의 생산성을 높이게 하는 요인이다(Harter et al., 2002; Warr & Inceoglu, 2012).

직무소진과 직무열의는 사뭇 반대의 개념으로 인식될 수 있으나 최근에는 상호보완적인 요소로 인식되기도 하는데 이는 소진을 경험하더라도 직무에 집중하기도 하고 소진과 관계 없이 다른 요인으로 인해 직무에 대한 열의를 표출하는 경우도 많기 때문이다(Diener et al., 1999; Russell & Carroll, 1999; Schaufeli & Bakker, 2004; Lee & Yoon, 2015). 따라서 선행연구의 결과와 관계없이 개별 연구내용과 시점에 따라 재검증이 필요하다.

3. 직무만족 및 조직몰입

직무만족은 직무수행자가 부여된 직무를 통해 자신의 직무와 환경, 동료와의 관계 등에 따라 지각하는 긍정적인 정서적 상태 또는 반응을 말한다. 전통적으로 직무만족은 조직이나 인사관리 측면에서 매우 중요하게 다루어지는 요인이며 만족이나 불만족 요인을 파악함으로써 직무환경과 조건을 충족시키는 노력은 개인차원 및 조직차원의 성과 개선에 있어 핵심 요소라 할 수 있다(Kim et al., 2015; Paek & Lee, 2010). 직무만족은 직무수행 자체에서 가질 수 있는 내재적 요인과 임금, 승진, 구성원과의 관계, 조직체계 등 외재적 요인으로 구분하기도 하며(Cranny et al., 1992), 승진, 구성원과의 관계, 직무 성취도, 직무능력 향상 등과 같은 동기요인과 조직의 정책과 제도, 근무환경, 임금체계, 관리체계, 안전 등과 같은 위생요인으로 구분하여 연구를 진행하기도 하였다(Park & Kim, 2019). 전제적으로 연구자들은 소속 구성원들의 직무에 대한 열정과 자부심이 높은 경우 직무에 대한 만족도가 높은 것으로 보고하고 있으며, 직무에 대한 만족도와 조직에 대한 몰입은 상호보완적인 관계로 설명하고 있다.

조직몰입은 조직구성원이 조직에 대해 가지는 긍정적인 심리적 태도나 애착, 조직에 대한 의존성으로 정의된다(Mowday, 1979). Saks(2006)는 소속 구성원의 조직에 대한 신뢰감 또는 애정과 같은 감정이라 하였으며, 이는 소속된 조직 또는 맡은 직무에서 발생하는 소진이나 열정의 수준에 따라 달라질 수 있다고 하였다. Schaufeli and Bakker(2010)은 조직몰입을 구속력과 견줄 만큼 강한 조직에 대한 심리적 애정이라고 하였다. 인사관리 측면에서 조직몰입은 조직의 유지와 성과관리의 유용한 지표로 활용되고 있는데 직무에 대한 자부심과 열정이 많은 경우 조직몰입이 높고, 몰입 수준이 높은 구성원은 직무나 조직에 대한 만족도가 높아 이직률이 낮고 직무에 대한 성과도 높은 것으로 나타나고 있다(Porter et al., 1974).

Schaufeli et al.(2004), Hakanen et al.(2008)은 직무특성과 관련하여 직무요구나 직무자원의 충족 여부가 소속 구성원의 직무에 대한 소진이나 열의에 영향을 미치게 되고, 이 영향의 방향이 직무만족이나 조직몰입의 방향에 영향을 미친다고 하였다.

1. 연구문제

본 연구에서는 Demerouti et al.(2001)의 직무요구-자원 모델을 근거로 직무특성을 직무요구와 직무자원으로 구분하여 이러한 직무특성이 직무소진과 열의에 미치는 영향 및 직무만족과 조직몰입에 미치는 영향을 구조적으로 살펴보고자 한다. 이를 위해 아래와 같은 가설을 설정하고 이를 실증적으로 검증하고자 한다.

H1: 직무요구는 직무소진에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H2: 직무요구는 직무열의에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H3: 직무자원은 직무소진에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H4: 직무자원은 직무열의에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H5: 직무소진은 직무만족에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H6: 직무소진은 조직몰입에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H7: 직무열의는 직무만족에 유의한 영향을 미칠 것이다.

H8: 직무열의는 조직몰입에 유의한 영향을 미칠 것이다.

2. 변수의 조작적 정의와 측정도구의 개발

본 연구에서 사용된 변수들은 선행연구를 통해 도출된 개념을 바탕으로 조작적 정의를 내렸으며, 측정도구들을 미용산업 분야 종사자들에 대한 연구목적에 맞게 수정하여 사용하였다.

3. 자료의 수집 및 분석방법

본 연구의 대상은 2023년 3월 2일 현재 부산·경남 및 대구·경북 지역의 미용산업에 종사하고 있는 재직자로 한정하였며, 직접 방문 및 e-mail을 활용하여 설문을 배포 및 회수하였다. 설문지는 답변의 정확성을 높이기 위해 설문지를 작성하는 과정에서 응답자에게 연구의 목적과 의문사항에 대한 답변을 통해 본 연구의 목적과 조사내용을 충분히 설명하였다.

조사절차에 따라 2023년 3월 2일부터 5월 31일까지 총 250부의 설문지를 배포하였으며, 오기 및 누락 등 분석에 부적합한 설문지를 제외하고 총 203부의 설문지를 회수하여 분석에 사용하였다. 수집된 자료들은 응답 대상자들의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 변수들 간의 신뢰성 검증을 위해 Cronbach's α 검증을 하였고, 측정변수들의 타당성 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 최종적으로 가설의 검증을 위해 구조모형 분석을 실시하였다.

1. 응답 대상자의 일반적 특성

응답 대상자의 일반적 특성을 살펴보면 남자가 15.3%(31명), 여자가 84.7%(172명)으로 나타나 여성 종사자가 많은 것으로 나타났으며, 연령대를 살펴보면 20대가 34.0%(69명), 30대가 28.1%(57명), 40대가 25.6%(52명), 50대 이상이 12.3%(25명)으로 나타나 고른 연령대를 보였다.

학력은 고졸이 22.7%(46명), 전문대졸이 37.4%(76명), 대졸이 23.6(48명), 대학원 이상이 16.3%(33명)으로 전문대 졸업자가 가장 많은 것으로 나타났다. 현재 맡고 있는 직무는 헤어미용이 64.0%(130명)로 가장 많은 비중을 나타내었고, 피부미용 14.3%(29명), 메이크업 10.8%(22명), 네일 7.9%(16명), 기타 3.0(6명) 순으로 나타났다. 근무연수는 1년 미만이 12.3%(25명), 1-2년 19.2%(39명), 3-4년 16.7%(34명), 5-10년 22.2%(45명), 10년 이상 29.6%(60명)으로 나타났는데, 5년 미만 근무연수 응답자가 50.0%를 상회하고 있는 것으로 나타났다. 이는 실제 미용산업 종사자들의 이직비율이 높은 것과도 관련이 있는 것으로 생각된다.

2. 측정변수의 신뢰성 및 측정항목의 적합도 검증

2) 측정항목의 적합도 검증

가설 검증에 앞서 본 연구에서는 사용된 변수들에 대한 구조 모형의 추정 가능성과 개념타당성을 확인하기 위해 Amos 18.0 프로그램을 활용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다.

요인부하량에 일부 문제가 있는 문항을 제거한 최종 분석결과는 <Table 4>와 같다. 분석 결과를 살펴보면 모든 측정항목들은 요인부하량이 .60 이상으로 나타났으며, 적합도지수는 χ2=450.662(df=260, p=.000), NC(CMIN/DF)=1.733, GFI=.849, AGFI=.811, SRMR=.044, RMSEA=.060(Hi=.070, Low=.051), NNFI=.943, CFI=.950으로 나타났다. 연구모형에 대한 확인적 요인분석 결과 AGFI의 적합도는 기준치보다 조금 낮게 나타났으나 나머지 적합도는 기준치를 상회하는 것으로 나타났으며, 모든 항목의 적재치의 t값이 1.96(p<.01) 이상으로 매우 유의적으로 나타났다. AVE 값도 .05 이상으로 나타나 본 연구에 사용된 변수들 간 집중타당성도 확보되었다고 할 수 있다.

Table 4.

Confirmatory Factor Analysis

판별타당성을 확인한 결과 본 연구에서 사용된 잠재변수들의 상관관계 제곱 값보다 각 잠재변수의 AVE 값이 더 크게 나타나 판별타당성을 갖는 것으로 나타났다. 전체적으로 본 연구에서 사용된 측정변수 및 구성개념은 신뢰성과 타당성을 확보한 것으로 나타나 가설검증에 문제가 없는 것으로 나타났다.

3. 가설의 검증

본 연구는 설정된 가설의 검증을 위해 구조방정식모형을 사용하였다. 구조방정식모형을 통해 가설을 검증한 결과 모형의 적합도는 χ2=577.648 (df=287, p=.000), NC(CMIN/DF)는 2.089로 나타나 기준치(NC≤3.0)를 충족하고 있으며, GFI는 .823(CFI≥.90이 바람직), AGFI는 .784(AGFI≥.90이 바람직)로 나타났다. GFI 및 AGFI 지수는 기준치에 비해 조금 낮게 나타나 고 있으나 NNFI는 .925(NNFI≥.90이 바람직), CFI는 .924(CFI ≥.90이 바람직)로 나타나 기준치를 상회하고 있어 가설을 검증하는데 문제가 없는 것으로 나타났다. 가설 검증 결과는 <Table 6>과 같다.

Table 6.

Research Model Fitting Value and Result of Path Analysis

직무요구-자원 모델을 이용한 미용산업 직무종사자의 직무특성(직무요구, 직무자원)이 직무소진과 직무열의, 직무만족과 조직몰입에 미치는 영향을 분석한 결과 직무요구는 직무소진과 직무열의에 유의미한 영향을 미쳤으며, 직무자원은 직무소진에는 유의미한 영향을 미치지 않았으나 직무열의에는 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그리고 직무소진은 직무만족에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으나 조직 몰입에는 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그리고 직무열의는 직무만족과 조직몰입에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

구체적으로 살펴보면 직무요구는 t=3.704(p<.01), β=.291로 직무소진에 유의미한 양(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 직무열의에는 t=2.975(p<.01), β=.211로 나타나 유의미한 양(+)의 영향을 미치는 것으로 나타나 가설 1, 가설 2는 채택되었다. 직무자원은 직무소진에 t=1.805(p>.05), β=.134로 나타나 유 의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났으며, 직무열의에는 t=5.751(p<.01), β=.439로 나타나 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타나 가설 3은 기각되었고, 가설 4는 채택되었다.

직무소진은 t= -1.718(p>.05), β= -.105로 나타나 직무만족에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타나 가설 5는 기각되었으며, 조직몰입에는 t= -2.678(p<.01), β= -.162로 나타나 유의미한 음(-)의 영향을 미치는 것으로 나타나 가설 6은 채택되었다.

직무열의는 t=8.316(p<.01), β=.767로 나타나 직무만족에 유의미한 양(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 조직몰입에도 t=8.719(p<.01), β=.714로 나타나 유의미한 양(+)의 영향을 미쳐 가설 7과 가설 8은 채택되었다.