연구의 필요성

최근 여객기 회항사건, 승무원 성추행 사건, 대형마트 점원에 대한 폭언 사건이 연이어 발생하면서 감정노동자들이 직면하고 있는 부정적 현실이 대중들로부터 큰 주목을 받고 있다. 한국직업능력개발원이 203개 직업군 5,667명을 대상으로 2013년 발표한 설문 조사 결과에 따르면 감정 노동에 가장 많이 시달리는 직업군으로 항공 서비스직, 음식점 서비스직, 여행, 오락, 스포츠 관련직, 사회복지 관련직 등이 선정되었다. 세부적으로는 감정노동이 주로 30대 이하의 여성들이 가장 많이 수행하는 것으로 나타났으며, 민간기업 노동자들이 공공기관 노동자들보다 감정노동이 더 많은 것으로 밝혀졌다(한상근. 2013). 하지만 감정노동은 특정 계층, 특정 직업에 국한된 문제가 아니라 근대화된 서비스업이 주류를 이루고 있는 오늘날의 모든 업종에 퍼져 있는 노동의 한 형태로 조직에 속해 있는 대부분의 직장 노동자들이 겪고 있는 공통의 고충이라 할 수 있다. 실제로, 전국 민간서비스산업 노동조합 연맹에서 공동으로 개최한 ‘한국 노동자의 감정노동실태와 개선방향 긴급 토론회’ 실태 조사 자료에서는, 다양한 감정노동자들의 고충과 사례들이 소개되었다. 예를 들어, 고객의 지나친 항의나 인격모독으로 정신적 충격을 받고 추가적으로 상사의 질책을 받은 경우 그 노동자가 가정으로 돌아가 직장에서 받은 스트레스를 자신의 가족들에게 화를 내며 푸는 등의 가정불화를 일으키는 사례가 종종 발견된다고 한다(임상혁 등, 2013). 이는 노동현장에서 비롯된 상처 입은 감정이 가정과 같은 기초 생활 영역으로 전파되는 것으로 노동자들의 느끼는 부정적 감정이 간과되어서는 안 될 중요한 사회적 문제라는 것을 암시하고 있다.

지나친 근무시간 및 그로 인해 발생하는 정신적 질병에 대해서 관리체계와 법적장치가 점점 강화되어가고 있는 유럽의 선진국과 달리, 우리나라는 직무에서 오는 스트레스를 산업재해로 쉽게 인정하지 않을뿐더러 조직성과를 위한 개인의 희생을 당연시 여기는 전통적 풍조가 여전히 만연해 있다. 이에 국가인권위원회가 2011년 감정노동자를 위한 지침을 제정하고 노동자와 사업주에게 배포하였지만, 정책 권고나 그 이상의 강제성 있는 대책은 여전히 마련되지 않아 수많은 감정노동자들은 어떠한 제도적 보호 장치도 없이 그대로 방치되어 있는 상황이다.

한 조직이 효율적으로 목표를 달성하기 위해서는 인적 자원, 물적 자원, 재무적 자원, 정보자원 등의 다양한 자원이 존재하지만 가장 중요한 역할을 하는 것은 인적자원이라고 할 수 있다(Yadav & Dahhade, 2014; 송경렬과 김종관, 2011). 유명한 대기업의 광고 카피인 ‘사람이 미래다’에 함축된 의미를 되새겨 본다면 조직의 전략적 목표 수행에 적합한 인적자원을 개발하고 유지하는 것은 조직의 장, 단기 성과와 직결되어 있는 필수적인 과업이다. 특히 다른 자원들이 적극적인 투자를 통해 어렵지 않게 획득할 수 있는 반면, 인적 자원이 가지고 있는 지식, 창의성, 헌신적인 노력, 열정은 투자를 통해 쉽게 얻어지거나 다른 기업에 의해 쉽게 모방되어지지 않는다는 점에서 그 중요성이 더욱 강조되고 있다(Beer et al., 1984).

스포츠 산업에서도 인적자원은 경시할 수 없는 중요한 자원 중의 하나이다. 현재, 우리나라의 스포츠 산업의 영향력은 경제, 정치, 사회, 문화 전반에 폭 넓게 확대되고 있으며 개별 스포츠 소비자들의 수요와 욕구는 빠르고 다양하게 변화하고 있다(신선윤 등, 2014). 이에 스포츠 산업 조직은 이 같은 환경에 효과적으로 대처하기 위해 구성원들이 가지고 있는 기술, 지식, 능력 등을 개발하고 유지하려 노력하며 조직의 궁극적인 목표달성을 위한 최대의 자원으로 활용될 수 있도록 인적자원관리에 많은 심혈을 기울이고 있다. 특히, 스포츠 서비스업 종사원을 필두로 스포츠 산업 종사원들은 고객과의 접점에서 업무를 수행하고, 고객만족에 결정적 기여를 하게 되므로 조직차원에서의 인적자원관리의 중요성이 더욱 강조되고 있다. 이와 같은 시대적 흐름에 부합하여 스포츠 학문분야에서는 다양한 스포츠 산업에 종사하는 인적자원에 대한 연구(곽민석과 원도연, 2013; 김남진과 김진국, 2014; 김태중 등, 2013; 변원태 등, 2011; 석부길과 조광민, 2012; 이병관, 2005)들이 꾸준하게 수행되었다.

특히, 인적자원 및 조직 관리와 관련된 연구에서 빈번하게 다루고 있는 직무소진(job burnout)은 조직성과의 효율성에 직접적인 영향을 미치는 주요 요소로 조직이 구성원을 변화시키거나 해고함으로서 쉽게 해결되는 개인수준의 문제가 아니라 조직수준에서의 체계적, 심층적 관리가 필요한 문제이다(이인석 등, 2007). 즉, 직무소진은 조직수준 문제인 낮은 조직에 대한 헌신, 낮은 직무만족, 높은 이직의도를 야기 시킬 뿐만 아니라 우울증, 불안감과 같은 개인수준의 문제들까지 유발하는 근본적인 원인이 된다는 점에서 많은 연구자들의 관심의 대상이 되어왔다(Schaufeli & Enzmann, 1998).

직무소진을 좀 더 구체적으로 살펴보면 일반적으로 비인간화(depersonalization), 성취감 저하(reduced personal accomplishment), 정서적 고갈(emotional exhaustion)의 3가지 하위변인으로 구분하고 있다(Maslach, 1998). 먼저 비인간화는 조직의 다른 구성원이나 조직이 제공하는 제품이나 서비스를 이용하는 수혜자들에게 냉소적 반응을 보이는 것을 의미하며, 나아가 자신이 맡은 직무에 대한 무감각한 태도를 일컫는다(염영배와 장인봉, 2012). Rudow(1999)는 비인간화를 고객을 하나의 인격체가 아닌 물건처럼 대하듯 행동하며 고객의 문제나 질문에 무관심해지고 냉담한 반응을 보이는 것이라고 설명하였다. 다음으로, 성취감 저하(reduced personal accomplishment)는 조직 구성원들의 자신의 직무에 있어서 비생산적 행동을 하고, 이로 인해 직무가 비효율적인 상태에 이르게 되는 상태를 의미한다. 즉, 종사원들이 고객을 위한 일을 부정적으로 평가하고 직무에 대한 회의감으로 인해 성취욕구가 결여되어 궁극적으로 직무 비효율성이 발생하게 되는 상태이다(염영배와 장인봉, 2012). 마지막 요인인 정서적 고갈(emotional exhaustion)은 정서적 자원이 고갈되어 조직 구성원이 정서적으로 피로하며, 지친상태에 놓이게 됨을 의미한다. 또한 Rudow(1999)의 연구에서는 정서적 고갈을 직무에서 느끼는 과도한 심리적 부담 및 요구들에 의해 개인의 정서적 자원이 고갈되었다고 느끼는 에너지 결핍상태(loss of energy)로 정의하였다.

이직의도(turnover intention)는 한 개인이 조직에서 자발적으로 분리되길 원하는 의도로 이직이라는 실질적 행동에 직접적으로 영향을 미치는 선행요인으로 작동하며, 광의적 의미에서는 당장 이직하지 않더라도 자신의 상황이나 앞으로의 조직상황에 따라 이직을 할 의사가 있는 심리적 상태를 일컫는다(Steel & Ovalle, 1984; Zimmerman & Darnold, 2009). 특히, 조직이 구성원들의 이직에 효과적으로 대처하기 위해서는 이미 이직한 사람이 아니라 이직의도를 가지고 있는 사람을 대상으로 해야 한다는 점에서 이직의도를 낮추려는 조직의 노력은 상당히 중요하다고 할 수 있다. 실제로 이직의도를 가지고 있는 사람이 주어진 시장상황이나 이직 기회의 부족으로 인해 현재 이직하지 않더라도 잠재된 이직의도가 완전히 사라진 것은 아니기 때문이다(이인재와 김성우, 2012). 이에 많은 학자들은 이직이 조직에 미치는 부정적 효과를 비롯해 조직 구성원의 이직을 결정하는 선행요인들에 대한 연구를 활발하게 진행해 왔다. Morrow & McElroy(2007)의 금융권 종사자를 대상으로 수행한 연구에서는 이직의도의 결과로 나타나는 이직이 직무수행의 전문성을 약화시킴은 물론 조직전체의 분위기에 부정적인 영향을 미친다고 보고하고 있다. 전문연구인력의 이직결정과정에 대한 실증조사를 수행한 김종진(2001)의 연구에서는 인적자원의 높은 이직률은 축적된 지식의 상실로 인한 조직의 경쟁우위확보에 큰 문제점을 야기 시킬 뿐만 아니라, 조직의 장기적 생산성에도 부정적 영향을 미친다고 주장하였다. 이 밖에도 호텔종사원의 직무만족, 직무몰입, 이직의도의 관계를 다룬 김성민(2008)의 연구에서는 고객과의 접점에서 지식을 보유한 종사자가 조직에 있어서 가장 중요한 전략적 자원이라는 점을 강조하며 종사원의 이직관리의 당위성을 주장하였다. 이와 같은 이직의도에 대한 부정적 견해를 피력한 선행연구들과는 달리 새로운 기회의 제공, 정체된 조직의 원활한 개편과 같은 이직의도가 가진 긍정적인 측면도 분명히 존재하지만 이미 이탈에 버린 인력을 개발, 교육하기 위해 투자한 비용이 회수불가능하며, 경쟁조직과의 구인경쟁에서 나타나는 임금상승 효과가 조직의 입장에서는 큰 부담으로 작동하기 때문에 대부분의 연구들이 이직의도의 부정적 측면에 초점을 맞추어 연구를 진행해 왔다.

이직의도를 연구주제로 선정하여 수행된 많은 선행연구에 근거해 판단해보면, 이직의도는 조직성과와 관련된 변수인 조직몰입, 직무스트레스, 직무착근도 등과 함께 빈번하게 연구된 동시에 그 자체로도 직무소진과 높은 상관관계를 가지고 있다. 예를 들어, 교사의 직무소진과 이직의도의 관계를 밝힌 Chan(2003)의 연구 및 경찰 공무원의 직무소진이 이직의도에 미치는 영향을 분석한 Pines & Keinan(2005)의 연구에서도 종사원들의 직무소진은 이직의도를 결정하는 강력한 예측변인임을 밝히고 있다. Lee & Ashforth(1996)의 연구에서도 기존의 출간된 연구물들의 결과들을 통계적으로 종합하는 메타분석을 통해 직무소진의 3가지 하위요인(비인간화, 성취감 저하, 정서적 고갈)들이 이직의도와 모두 강한 상관관계가 있음을 보고하고 있다.

이와 같이 선행연구들을 총체적으로 고찰해 보았을 때, 다양한 학문분야에서 직무소진이 이직의도에 미치는 영향을 검증해왔으며 간호사, 공무원, 상담사, 스포츠 지도자 등과 같이 고객과의 접점에서 근무하는 종사원들을 대상으로 한 연구들이 꾸준하게 진행되어 왔다. 스포츠 산업 중 큰 비중을 차지하고 있는 스포츠시설 운영업 및 기타 스포츠 서비스업의 경우 전반적인 업무형태가 고객을 대상으로 교육 및 서비스를 제공하고 이와 관련된 업무를 주로 수행한다는 점에서 인적자원의 관리가 조직성과 향상에 중요한 역할을 한다고 할 수 있다. 또한 감정노동을 수행하는 다른 직업군의 종사원들과 마찬가지로 스포츠 산업 종사원들 역시 다소 열악한 근무환경과 지속적인 직무스트레스로 인해 자신들의 직무에 대한 만족도가 전반적으로 낮으며, 이로 인해 직무소진을 느끼게 되어 궁극적으로 이직을 생각할 가능성이 높다(정영린, 2006).

최근 예전보다 탄력적으로 운영되고 있는 기업체의 자율적인 휴무일 제도, 법정근로시간을 준수하려는 사회적 분위기를 고려해볼 때 여가활동에 참여하고자 하는 수요자들에게 전례 없던 좋은 환경이 조성되고 있다. 이는 스포츠 산업 시장 확대의 촉진제가 되었으며 이로 인해 스포츠 서비스 조직에서의 인적자원은 조직의 목표를 효율적으로 달성하기 위한 핵심적 요소로 부각되어야 함은 당연한 일이다. 급격히 변화하는 스포츠 산업시장에서 질 높은 서비스를 바탕으로 다른 조직 보다 경쟁우위를 점하고자 하는 것은 모든 스포츠 산업 조직의 공통된 목표라고 할 수 있다. 따라서 스포츠 산업 종사원들의 직무소진과 이직의도와의 관계를 파악한 선행연구물들을 종합한 본 연구는 종사원의 직무소진과 이직의도와의 관계를 명확히 밝히고 효율적인 인적자원관리 방안을 모색함으로서 스포츠서비스 조직이 추구하는 목표의 달성은 물론 시장에서의 경쟁우위를 점하기 위한 기초 전략 수립의 밑거름이 될 것이다.

선행연구 고찰 및 메타분석 적용의 필요성

먼저, 직무소진과 이직의도를 측정하는 척도에 초점을 두어 선행연구들을 살펴보았다. 직무소진을 측정하는 척도에는 Pines & Aronson(1998)의 BM(burnout measure)과 Halbesleben & Demerouti(2005)의 Oldenberg burnout inventory 등이 있으나, 현재 가장 보편적으로 사용되고 있는 척도는 Maslash & Jackson(1981)의 MBI-HSS(Maslash Burnout Inventory-Human Service Survey)라고 할 수 있다. MBI-HSS 척도는 세 가지 구성개념(비인간화, 성취감 저하, 정서적 고갈)을 독립적으로 사용하는 3요인 모형을 근거로 개발된 척도로 국내 여러 학자들이 이를 번역하여 연구에 사용하고 있다.

이직의도는 Micheal & Spector(1982), Cook et al.(1981), Becker(1992) 등의 연구자들에 의해서 개발된 척도로 측정하고 있으며, 국내에서도 이를 번역하여 사용하고 있다. 이들의 연구에서 이직의도를 측정하는 설문문항들은 모두 단일요인으로 구성되어 있으며, 국내 학자들에 의해 번역되어 사용될 때는 단일요인을 유지하면서 연구의 목적에 맞게 수정된 3~5개의 설문문항을 사용하고 있다. 척도의 다양성에도 불구하고 이직의도는 본질적으로 자기보고에 의해서 측정되고 있으며, 특별한 척도 없이 비교적 간단하게 측정되는 경향을 보이고 있다(박형인 등, 2011).

직무소진과 이직의도의 인과관계를 검증한 연구는 다양한 학문분야에서 진행되고 있다. 유치원 종사자의 이직의도에 영향을 미치는 요인을 판별분석을 통해 분석한 서지영과 서영숙(2002)의 연구에서는 직무소진이 이직의도를 판별하는 중요한 요인임을 통계적으로 검증하였다. 또한 보육교사를 대상으로 연구를 수행한 양연숙(2011)의 연구에서는 보육교사의 직무소진의 하위요인 중 비인간화와 성취감 결여요인이 이직의도 및 전직의도에 영향을 미치고 있음을 보고하고 있다. 이밖에도 구조방정식 모형을 활용해 보육교사의 소진과 이직의도간의 통계적 인과성을 검증한 윤혜미와 노필순(2013)의 연구에서도 직무소진이 이직의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 마지막으로 간호사들의 직무소진에 대해 연구를 수행한 Aiken et al.(2002)의 연구에서는 간호사의 직무소진이 직무만족과 간호서비스의 질을 감소시키고 이직의도를 증가시킬 수 있다고 주장하였다. 이와 같은 선행연구들에서 공통적으로 나타나고 있는 결과는 직무소진이 이직의도에 정(+)적인 효과를 미치고 있다는 점이다. 하지만 세부적으로 살펴보면 직무소진의 하위요인인 비인간화, 성취감 저하, 정서적 고갈이 이직의도에 미치는 영향력에 대해서는 서로 상이한 결과를 보고하고 있다. 이는 스포츠 산업 종사원을 대상으로 한 연구에서도 동일하게 나타나는 결과이다. 예를 들어, 권기남과 전병덕(2011)의 연구에서는 세 가지 요인 중에서 비인간화 요인만이 이직의도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 박문수와 이태용(2013)의 연구에서는 정서적 고갈요인만이 이직의도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 연구물 사이의 이질적 결과는 개별 연구물들이 가진 고유한 특성(표본의 수, 표본의 성비, 연구대상, 통제변인포함 여부 등)에 기인한다.

따라서 본 연구에서는 개별 연구물의 상이한 연구결과들을 종합하고 그 결과를 실증적으로 해석하기 위해 메타분석(meta-analysis)을 활용하였다. 메타분석은 축적된 선행연구 결과들 사이에 이질성이 나타나거나 그 진위여부에 대한 학문적 논쟁이 발생할 경우, 개별 연구물들이 메타분석의 데이터가 되어 객관적인 결론과 일관적인 경향성을 파악할 수 있다는 장점을 가지므로 본 연구의 연구문제를 해결할 수 있는 적절한 분석도구라고 판단할 수 있다.

연구의 목적

본 연구의 목적은 메타분석을 활용해 스포츠 서비스업 종사자들이 지각하는 직무소진의 세 가지 하위요인인 비인간화, 성취감 저하, 정서적 고갈이 이직의도에 미치는 효과를 객관적으로 분석하고 전체효과크기를 도출하는데 있다. 더불어, 지속적으로 성장하고 빠르게 변화하는 스포츠 산업 시장에서 종사원들의 직무성과를 높이고 전략적 인적자원관리를 통한 스포츠 조직의 효율성 증진을 위한 실증적 자료를 제공하는데 그 근본적인 목적이 있다.

연구물 검색

본 메타분석을 수행하기 위해 2014년 12월 까지 출간된 국내학술지와 미간행 학위논문을 1차 검색대상으로 설정하였다. 학술정보서비스(http://riss.kr), 한국학술정보(http://kiss.kstudy.com), 국회전자도서관(http://dl.nanet.go.kr)을 이용하였으며, 직무소진과 이직의도를 키워드로 입력하여 검색된 연구물의 수는 총 285편(학위논문 163편, 학술지논문 119편)으로 나타났다. 하지만, ‘직무소진’은 ‘job burnout’이 한국어로 번역되는 과정에서 개별 연구자의 주관적 견해에 따라 ‘직무탈진’ ‘직무 탈진감’ 등으로 바뀌어 사용되는 경우가 있어 2명의 보조연구자와 더불어 이와 같은 논문들을 추가로 검색하여 최종적으로 60편이 추가된 345편의 연구물이 1차적으로 선정되었다. 2차적으로 1명의 보조연구자와 더불어 선정된 345편의 연구물 중에서 스포츠 산업 종사원들을 연구대상으로 한 연구물을 분류해내는 절차가 수행되었다. 이 과정에서 ‘2012 스포츠 산업 실태조사’의 스포츠 산업 분류 기준을 참고하였으며(문화체육관광부, 2012), 스포츠산업 전공 교수 1인에게 의뢰하며 분류과정을 재검토 받아, 최종적으로 20편의 연구물이 2차적으로 분류되었다.

분석대상 연구의 선정 기준

메타분석에 포함될 연구물들은 체계적인 절차에 의해 정리되어야 하며, 철저한 검증과정이 있어야 결과의 타당성이 보장된다(김윤희, 1996). 특히 선행연구로부터 해당변수에 대한 체계적인 고찰 없이 무분별하게 척도를 변형하거나 타당성이 결여된 척도를 사용한 연구물들을 메타분석연구에 포함시키는 것은 메타분석 결과의 타당성과 신뢰성을 저하시키는 가장 심각한 원인 중에 하나이므로 반드시 지양되어야 한다(Allen & Meyer, 1990). 따라서 본 연구에서는 최종적으로 선별된 연구물에 대해서 철저한 검증과정을 거쳐 총 9편의 연구물을 최종 분석대상에서 제외하였다. 먼저, 직무소진의 보편적인 척도(MBI-HSS)를 사용하지 않는 3편의 연구를 제외하였다. 이직의도의 척도와 관련해서는 앞서 기술한 바와 같이 모든 연구물의 척도가 비슷한 문항으로 구성되어 있다고 판단하여 척도의 이질성에 따라 연구물을 분석에서 제외하지 않았다. 다음으로, Wood(2008)의 주장을 바탕으로 동일한 표본을 사용하여 학술지와 학위논문을 작성한 연구물 중 나중에 발행된 연구물인 학위논문 1편, 직무소진의 하위요인을 적절한 절차 없이 무분별하게 변형한 4편의 연구를 제거하였다. 마지막으로, 상관계수표를 제시하지 않은 1편의 연구에 대해서는 교신저자에게 직접 이메일을 보내 연구 결과 혹은 자료를 요청하였으나, 회신이 없어 결국 연구대상에서 제외하였다. 최종적으로 본 메타분석에 사용된 연구는 11편이며, 연구물들의 특성은 다음의 <표 1>과 같다.

자료코딩 및 평가자 일치도 분석

메타분석을 수행하는 과정에서 무엇보다 중요한 부분은 코딩에 대한 명확한 정의, 코딩수행자간의 합의 및 신뢰성 검증이다(Schmitt et al., 1991). 따라서 본 연구에서는 연구자 및 박사과정의 1명의 보조연구자와 성비, 응답자 수(n), 변수의 평균(m), 표준편차(sd), 상관계수(r), 출판형태 등을 개별적으로 코딩하였으며, 이후 상호비교하면서 일치정도와 코딩의 오류와 실수를 세밀히 파악하였다. 코딩이 완료된 후 Cohen(2013)의 연구에서 제시된 Kappa 지수를 산출한 결과, 평균 Kappa 값이 .820(.721~.882)로 나타나 평가자간 일치도가 받아들인 만한 수준으로 판명되었지만, 더욱 정확한 분석을 위해서 평가자간 의견차이가 발생한 부분에서는 충분한 협의를 거쳐 코딩의 불일치를 해결하였다.

효과크기의 계산 및 해석

연구에 사용될 개별연구물들의 효과크기의 계산을 위해서 스포츠 서비스업 종사원들의 직무소진의 하위변인과 이직의도간의 상관계수(r)를 사용하였으며, 이를 Fisher’s z로 변환하였다(Borenstein et al., 2011). 개별 연구물에서 보고하고 있는 상관계수를 이용해 Fisher’s z를 구하는 공식은 다음과 같다.

$\mathit{z}=.5\times \mathrm{l}\mathrm{n}\left[\frac{(1+r)}{(1-r)}\right]$

위의 공식에 따라 산출된 개별 z 값은 그 값들의 개별 자유도(n-3)의해서 분산이 계산되며, 이를 통해 전체효과크기(weighted average of Fisher’s z)를 산출하였다. 즉, 개별 연구물의 사례 수(n)에 따라 가중치를 부여하여 전체효과크기를 계산하였다. 효과크기의 해석은 Cohen(2013)이 제시한 기준에 의거해 효과크기가 .1 이하일 때 작은 효과, .25 정도 이면 중간 효과, .4이상일 때 큰 효과로 설명한다.

효과크기의 동질성

메타분석에 포함된 개별연구들의 효과크기를 통계적으로 종합하기 위해서는 우선적으로 동질성 검정이 선행되어야 한다. 본 연구에서는 효과크기의 동질성을 검증하기 위한 일반적인 절차인 Q 검증과 I² 검증을 실시하였다. Q 통계량은 카이제곱 분포를 따르며, 영가설 “효과 크기가 동질적이다”를 기각하는 경우에는 이질성이 존재한다고 판단하며, I² 통계량은 Higgins et al. (2003)와 Huedeo-Medina et al.(2006)의 연구에서 제시된 기준에 의해 I² 값이 25% 이하 일 때는 낮은 이질성, 50%이하일때는 중간정도의 이질성, 75% 이상의 경우에는 높은 정도의 이질성이 존재한다고 해석할 수 있다. Q값과 I²통계량을 구하는 식은 다음과 같으며, 연구자는 Q값과 I²값으로 효과크기들 사이에 이질성이 존재할 경우 랜덤효과모델(random effect model)의 결과를 제시하고, 이질성이 존재하지 않을 경우에는 고정효과모델(fixed effect model)의 결과를 보고한다(Lipsey & Wilson, 2001).

$Q=\sum \left(w\times {ES}^2\right)- \frac{{\left[\sum \left(w\times {ES}^2\right)\right]}^2}{\sum w}$

${\mathit{I}}^2=\left[\frac{\left(Q-df\right)}{Q}\right]\times 100\%$

자료 처리

본 연구의 자료처리를 위해 적절한 절차에 의해 선별된 11편의 연구결과를 직무소진의 하위변인과 이직의도의 상관관계에 따라 코딩하였으며, 메타분석을 위해 개발된 MIX 2.0(Meta-analysis with Interactive eXplanations)을 이용하여 분석하였다(Bax et al., 2006). 코딩항목은 사용된 변인명, 저자명, 학술지명, 표본의 성비, 표본 수, 변수의 평균(m), 표준편차(sd), 상관계수(r) 등이다.

출판편의 검증

먼저 분석대상 연구물에 대한 출판편의(publication bias) 여부에 대한 검증을 실시하였다. 메타분석에서 고려하는 출판편의는 Rosenthal(1979)의 ‘file drawer problem’ 즉, 높은 효과크기를 가진 연구물은 낮은 효과크기를 가진 연구물에 비해 높은 출판의 가능성이 있다는 것으로, 메타분석에 포함된 연구가 높은 효과크기를 가진 연구물들로 편의(偏倚)되어 있으면 메타분석 결과가 강력(robustness)하다고 할 수 없다. 따라서 본 연구에서는 forest plot, funnel plot 및 Egger의 절편검증을 통해 출판편의를 확인하였다. 기존에 메타분석연구에서 출판편의를 검정하기 위해 빈번하게 사용되는 순위상관분석(rank correlation)은 검증력이 낮다는 문제로 인해 권장되지 않는다(홍세희,2013). 반면 forest plot, funnel plot은 Bax et al.(2009)의 연구에서 보고하고 있듯이 연구의 이질성과 편의정도를 확인하는데 적합한 도표이다. 하지만 두 도표를 통해 편의여부에 대한 직관적 판단이 가능할 뿐 통계적 검증을 수행할 수는 없기 때문에 이를 보완하고자 Egger의 절편 검증을 수행하였다. Egger의 절편 검증은 X축과 Y축이 개별 연구물이 가진 표준오차의 역수와 Z값으로 구성된 도표 상에서 Y절편이 값이 통계적으로 유의하면 출판편의 가능성이 있다고 판단한다(Egger et al., 1997; Macaskill et al., 2001). 이 같은 검증과정을 토대로 하여 본 연구에서는 먼저 Fisher’s z와 표준오차를 두 축으로 한 funnel plot, 개별 연구물에 대한 Fisher’s z의 신뢰구간을 나타내주는 forest plot, 마지막으로 Egger의 절편 검증을 수행하였다. 그 결과는 <그림 1>, <그림 2>, <표 2>와 같다. 위와 같은 출판편의 검증 결과들을 종합적으로 판단해 보았을 때 본 메타분석에서 출판편의는 발생하지 않았다고 판단할 수 있다.

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그림 1.

funnel plot

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그림 2.

forest plot

직무소진이 이직의도에 미치는 영향

메타분석 전, 각 연구물로 부터의 추출된 효과크기들의 동질성 여부를 알아보기 위해 Q값, I²값을 산출한 결과, Q값이 모두 통계적으로 유의하며 I² 값 역시 높은 이질성의 기준인 75%를 상회하고 있어 개별효과크기들이 이질적인 것으로 판단할 수 있다. 따라서 전체평균효과크기를 산출함에 있어 랜덤효과모형을 적용하는 것이 타당하다고 판명되었다.

랜덤효과모형을 기초로 한 직무소진의 개별 하위요인과 이직의도 간의 메타분석 결과는 다음의 <표 3>과 같다. Cohen(2013)이 제시한 기준에 근거하여 해석하면, 비인간화와 이직의도의 상관관계의 전체효과크기는 .326(z=17.582***)로 나타나 통계적으로 유의미한 중간보다 큰 정도(medium-to-large)의 효과크기를 가지고 있는 것으로 나타났다. 성취감 저하와 이직의도의 상관관계에서 전체효과크기는 .192(z=10.297***)로 나타나 다소 낮은 정도(small-to-medium)의 효과크기를 가지고 있는 것으로 나타났다. 마지막으로 정서적 고갈과 이직의도의 상관관계에서 나타난 전체효과크기는 .330(z=16.638***)로 중간보다 큰 정도의 효과크기를 가지고 있는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과를 종합적으로 판단해 볼 때, 직무소진의 하위요인중 비인간화, 정서적 고갈과 이직의도와의 관계가 성취감 저하와 이직의도의 관계보다 강한 관계를 가지고 있다고 할 수 있다.

민감도분석

마지막으로 본 메타분석 결과의 강력함을 살펴보기 위해 본 연구에서는 두 가지의 안정성 계수(classical fail-safe N, Orwin’s fail-safe N)를 적용한 민감도 분석을 실시하였다. classical fail-safe N의 경우, 주어진 효과크기를 유의하지 않게 만들기 위해서는 효과가 0인 개별연구물들을 몇 개 추가해야 하는 지를 나타내며, Orwin’s fail-safe N은 무시할 수 있는 수준의 효과크기(trivial level)를 연구자가 직접 설정한 후 효과크기가 0인 연구가 몇 개 추가되어야 하는 지를 판단하는 방법이다(Carson et al., 1990; Orwin, 1983). 이에 본 연구에서는 Wolf(1986)의 연구를 참고해 무시할 수 있는 효과크기를 .03으로 설정하였다. 두 안정성 계수 모두 통계적 검증의 대상이 아니므로 타당성 여부를 가늠하는 절대적 기준이 존재하지는 않으나, 일반적으로 tolerance level(t=5k+10)보다 클 때 분석 결과가 타당성이 있다고 해석한다(Nam et al., 2010). 분석 결과 <표 4>와 같이 비인간화, 동기 결여 요인에서는 두 안정성 계수가 tolerance 보다 큰 것으로 나타나 본 메타분석의 결과가 뒤집히기 위해서는 많은 연구물이 필요하기 때문에 본 연구의 결과가 타당성이 있다고 판단할 수 있다. 하지만, 낮은 성취감 요인의 경우에는 Orwin’s fail-safe N 값이 tolerance level 보다 낮은 값을 보이고 있어, 분석결과의 타당성에 일정 수준의 민감성이 존재한다고 판단할 수 있다.