ISSN : 1598-2920
The objective of this study was to examine the relationships among preferred and perceived leadership behavior, their congruence, and satisfaction with leadership based on Chelladurai's(1978) Multidimensional Model of Leadership(MML). To achieve the study objective, 210 professional dancers from 6 professional dance teams located in Seoul and the suburbs participated in this study. For hypotheses testing, descriptive statistics, hierarchical multiple regression analyses, and a confirmatory factor analysis using SPSS and AMOS were used. Results showed that the congruence between preferred and perceived leadership behavior did not have statistically significant influence on dancers satisfaction. The results of the study were inconsistent with what MML suggested. However, the results were quite consistent with empirical evidences of previous studies that investigated the influence of the congruence between preferred and perceived leadership on satisfaction.
본 연구의 목적은 Chelladurai(1978)가 제시한 다차원리더십모형(Multidimensional Model of Leadership)을 바탕으로 무용단 지도자의 인지된 리더십 행동과 선호된 리더십 행동 간의 일치가 무용수의 만족에 미치는 영향을 검증하는 것이다. 이를 위해 서울과 서울 근교에 위치한 6 개의 무용단으로부터 210부의 자료가 수집되었다. 추출된 자료들은 리더십 행동의 일치 수준과 만족 간의 관계를 검증하기 위해 기술 통계분석, 확인적 요인분석, 위계적 회귀분석을 통해 분석되었다. 위계적 회귀분석을 실시한 결과 지도자의 인지된 리더십 행동과 선호된 리더십 행동의 일치는 무용수의 무용단에 대한 만족도에 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이는 다차원리더십모형이 주장하는 것과는 상이한 결과지만, 지금까지 이 부분을 경험적으로 증명하려고 하였던 사전연구와는 상당히 유사한 결과인 것으로 나타났다.
최근 들어 공연예술 산업이 발전하게 되면서 무용공연 또한 활성화 되고 많은 무용단에서 다양한 공연레파토리를 관객들에게 제공하고 있다(이재인과 김소희, 2013). 그러나 이러한 공연예술 산업의 활성화에도 불구하고 무용단의 수행에 가장 주요한 역할을 하는 무용수들의 근무환경은 매우 열악한 것으로 보고되고 있다(이노연, 2001). 무용수들은 개인적 선택으로 어린나이에 무용을 시작하게 되었지만 성인이 되어서 무용을 지속하는 것에는 다양한 어려움들이 존재한다. 국내에는 한정된 수의 무용단이 활동을 하고 있고 이로 인해 직업으로서 무용수가 된다는 것 자체가 쉽지 않은 일이다. 직업 무용수가 된다하더라도 낮은 급여와 많은 공연 일정 등을 감안한다면 외적보상보다는 무용수 개인이 느끼는 직무에 대한 만족감에 의해 무용수의 생활을 지속한다고 볼 수 있다(정선혜와 백민경, 2013).
직무만족은 직무 환경에 대하여 개인이 가지는 긍정적 감정이나 정서적 반응이며(Locke, 1969), 무용수들을 대상으로 진행된 다양한 사전연구에서 만족의 선행변인으로 리더십유형, 무용몰입을 제시하고 있다(김영미와 한혜원, 2009; 유진과 백민경, 2009; 박금란, 2008). 유진과 백민경(2009)은 무용을 전공하는 대학생들을 대상으로 교수행동유형과 만족의 관계를 규명하고자 하였고, 교수행동유형이 무용을 전공하는 학생들이 가지는 만족을 예측하는 변인이라고 보고했다. 이와 유사하게 박금란(2008)은 무용전공 고등학생과 대학생을 대상으로 무용 지도자의 리더십 유형이 무용만족에 미치는 영향을 검증하였고, 무용 지도자의 리더십 유형이 만족에 유의한 영향을 끼친다고 보고 했다.
무용단에서 지도자가 무용수들에게 미치는 통제력과 영향력은 상당히 큰 것으로 나타나고 있으며, 무용지도자의 행동이 무용수의 심리적 상태에까지 큰 영향을 주는 것으로 보고되고 있다(박금란, 2008). 무용수행 수준을 향상시키기 위한 무용지도자의 훈련과 지시는 무용수의 만족에 긍정적인 영향을 미치고(유진과 백민경, 2009), 지도자의 긍정적 보상행동 또한 무용수의 만족에 긍정적인 영향을 보인다(김혜련과 박진희, 2012). 즉, 지도자의 리더십 행동이 무용수의 만족에 지대한 영향을 미칠 수 있다는 것이다. 그러나 무용지도자의 리더십에 대한 사전연구는 무용지도자의 리더십에 대한 선호, 지도 효율성, 지도자 신뢰와 같은 단편적인 부분이 사용이 되면서(박금란, 2008, 정선혜와 백민경, 2012), 전체적인 의미의 리더십이 무용수들의 만족에 미치는 영향을 간과하고 있다. 사전연구에서 무용지도자의 리더십 행동이 무용수들의 만족에 주요한 영향력을 보인다는 것을 제시하였음에도 불구하고 무용단 지도자의 리더십에 대한 이론적 모형 또는 이론적 접근을 바탕으로 진행된 연구보다는 사전연구에서 제시된 변인들의 인과관계를 나타낸 연구가 대부분이었다. 따라서 본 연구에서는 사전연구에서 이루어진 리더십의 단편적인 부분들을 종합하여, 무용지도자의 리더십이 무용수들의 만족에 어떠한 영향을 미치는 지를 다차원리더십모형에 근거하여 설명하고자 한다.
리더십은 인적자원관리 분야에서 다루어지고 있는 다양한 변인들 중, 가장 중요한 변인으로서 조직을 발전시키고 조직원을 효율적으로 사용하고자 하는 목적으로 다양한 분야에서 연구되어왔다. 리더십은 개인이나 집단이 목적을 성취하는데 영향을 주는 행동적인 과정으로 정의될 수 있다(Barrow, 1977). 같은 맥락으로, Hersey & Blanchard(1982)는 주어진 상황에서 개인이 집단의 목표달성을 위한 활동에 영향을 미치는 과정이라고 언급하였다. 선행연구에서 나타난 리더십의 정의를 종합하면 리더십은 조직의 목표를 달성하기 위하여 조직원들에게 영향력을 행사하는 과정이라고 할 수 있다.
리더십에 대한 초기 연구는 지도자는 지도자로서의 효과성과 성공을 나타내는 특성을 지니고 태어난다는 가정을 중심으로 연구되었다(Stogdill, 1984). 그러나 이러한 특성적 접근은 다양한 상황에서 조직원들의 만족과 수행을 설명할 수 없다는 한계점을 가지고 있었다(Weinberg & Gould, 2007). 이와 같은 특성적 접근의 한계점은 지도자에 대한 행동적 접근의 필요성을 제시하였다.
행동적 접근은 지도자의 특정한 행동과 유형이 효과적인 리더십을 결정하는 요인이며, 조직의 효과성을 증진시키는데 있어서 중요한 요소라고 주장한다(Fleishman & Harris, 1962; Misumi & Peterson, 1985). 그러나 행동적 접근 역시 상황의 중요성과 지도자와 조직원 간의 상호작용과 상호작용의 효과를 고려하는 것을 설명하지 못하는 단점이 존재한다(Chia et al., 2015).
결과적으로 최근의 리더십 이론과 모형은 상황적 접근의 중요성을 인정하고, 지도자의 특성, 조직원의 성격, 그리고 다양한 상황적 요인에 따라 리더십의 효과성을 예측하는 방향으로 발전하게 되었다(예, Fielder, 1967; Hersey & Blanchard, 1982; House, 1971).
이러한 상황적 접근은 스포츠 상황에서의 리더십을 설명하는 토대로 사용되었다. Chelladurai(1978, 1993)는 상황적합이론(Fielder, 1967), 경로목표이론(House, 1971), 상황적리더십모형(Hersey & Blanchard, 1982)을 기반으로 스포츠 상황에서의 리더십을 설명하는 다차원리더십모형을 제안하였다(Beam et al., 2004; Andrew, 2009; Kwon et al., 2010; Kwon et al., 2011). 다차원리더십모형은 지도자와 조직원 그리고 리더십의 상황적 차원을 포함하고, 요구된 리더십행동, 실제의 리더십 행동, 선호된 리더십 행동 간의 일치를 체계적으로 구조화하였다(Chelladurai, 1978; 1993). 요구된 리더십 행동(Required leadership behavior)은 사회적 규범, 조직의 구조와 같은 상황적 요구와 제약들 때문에 지도자에게 요구되는 리더십을 의미한다. 실제의 리더십 행동(Actual leadership behavior)은 지도자에 의해서 실제적으로 나타나는 행동으로 이후에 인지된 리더십 행동(Perceived leadership behavior)으로 변경되었다. 인지된 리더십 행동들은 지도자의 성격 특성뿐만 아니라 지도자의 능력과 경험과 같은 상황적 요인들에 의해서 결정 된다. 선호된 리더십 행동(Preferred leadership behavior)은 조직원들이 그들의 지도자에게서 경험하고 싶은 행동들이 포함된 것으로 조직원들의 필요에 의해 결정이 된다(Chelladurai, 1978; 1993). 이러한 다차원리더십모형을 기반으로 Chelladurai & Saleh(1980)가 LSS(Leadership Scale for Sport)를 개발하였다(Zhang & Mann, 1997). LSS는 스포츠 상황에서 지도자 리더십 행동의 5가지 측면을 나타내는 40문항으로 구성되어 있다: 훈련과 지시(13문항), 민주적 행동(9문항), 권위적 행동(5문항), 사회적 지지(8문항), 긍정적 피드백(5문항)(Chelladurai & Riemer, 1995). 훈련과 지시는 선수의 수행 능력을 향상시키기기 위해 지도자가 강하고 격렬한 훈련을 하는 것, 기술과 전술 측면에서 지도자가 선수들에게 지시하는 행동이다. 민주적 행동은 지도자가 선수들이 조직의 목표, 훈련 과정, 전략과 전술과 같은 의사결정 과정에 적극적으로 참여하는 것을 허용하는 행동을 말한다. 권위적 행동은 지도자가 선수들과 관계없이 독립적으로 의사결정을 하고, 개인적 권위를 강조하는 것을 포함한다. 사회적 지지는 지도자가 선수 개개인의 복지, 조직 내의 긍정적인 분위기, 선수들 간의 관계를 고려하는 행동이다. 마지막으로 긍정적 피드백은 지도자가 선수의 좋은 수행을 인지하고 보답함으로써 선수들을 강화시키는 행동이다(Riemer & Chelladurai, 1995; Chelladurai & Riemer, 1997). 그리고 이 문항은 다차원리더십모형을 충분히 반영하기 위해 선수가 선호하는 지도자의 리더십 행동, 선수가 인지하는 지도자의 리더십 행동, 지도자가 인지하는 지도자의 행동 등의 세 가지 버전으로 개발되었다(Riemer & Chelladurai, 1995).
Chelladurai(1978)는 지도자의 세 가지 리더십 행동의 일치가 조직의 수행과 조직원의 만족도를 높이는 결과를 가져올 것이라고 주장했다. 조직의 환경과 특성에 관련된 '요구된 리더십 행동'과 '인지된 리더십 행동'의 일치는 조직의 수행과 관련되어 있고, 조직원의 필요에 의해 나타나는 '선호된 리더십 행동'과 '인지된 리더십 행동'의 일치는 조직의 만족과 연관이 있다. Chelladurai & Riemer(1997)는 조직의 수행보다는 조직원의 만족이 지도자와 조직의 효과성을 나타내는 더 나은 기준이라고 언급하면서 인지된 리더십행동과 선호된 리더십행동의 일치가 조직원의 만족을 결정하는 요인이 될 것이라고 제안하였다. 그러나 Riemer & Chelladurai(1995)와 Chia et al.(2015)의 연구에서는 사회적 지지만 조직원의 만족에 정적으로 유의한 결과를 나타내었고, Riemer & Toon(2001)은 5개의 하위요인 모두에서 조직원의 만족을설명하지 못하였다. 또한 Andrew(2009)의 연구에서는 훈련과 지시와 권위적 행동에서의 일치만 이 조직원의 만족에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 즉, 대부분의 사전연구에서 제시하고 있는 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동 간의 일치가 조직원의 만족에 정적인 영향을 미칠 것이라는 부분은 실증적으로 지지되지는 못하고 있다.
따라서 본 연구에서는 선행연구에서 나타난 실증적 결과를 바탕으로 스포츠 팀과 유사한 문화가 존재하는 직업 무용단을 대상으로 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동 간의 일치가 조직원의 만족에 정적인 영향을 미치는 지를 검증하고자 한다.
만족도는 조직 효과성을 나타내는 대표적인 태도 변인으로 조직원이 직무 또는 직무를 통해 얻는 경험에 대하여 느끼는 정서적인 반응을 말한다(Locke, 1969, 1976). 직무만족 이론에 따르면, 만족은 개인에게 인지된 것과 경험된 것이 개인이 가지고 있는 기준에 충족되었을 때 나타나고 반대로 기준이 충족되지 않았을 때는 불만족으로 나타난다고 보고되고 있다(Saal & Knight, 1988). 조직원의 만족도가 많은 연구자들에게 흥미를 불러일으키는 주제였음에는 이견이 없으며, 특히 조직원과 지도자의 상호작용이 중요한 스포츠 상황에서의 만족은 학자들의 큰 관심 속에 연구 되어왔다(Riemer & Chelladurai, 1998). 이러한 점에서 무용단에서 무용수들이 느끼는 직무 만족은 '무용수행과 관련하여 나타나는 긍정적인 정서 상태'라고 정의 할 수 있다(이해준과 최효진, 2011). 또한 스포츠와 유사한 무용 상황에서 나타나는 만족도는 조직원들이 가지는 긍정적인 인식 또는 긍정적인 감정의 형태로 볼 수 있다(Beard & Raghab, 1980).
다차원리더십모형의 주된 요지는 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동 간의 일치가 조직원의 만족도를 강화시킨다는 것이다(Chelladurai, 1993). 따라서 본 연구에서는 무용수가 인지한 리더십 행동과 무용수가 선호한 리더십 행동 간의 일치가 무용수가 가지는 지도자의 리더십 행동에 대한 만족에 긍정적인 영향을 미칠 것이라고 가설을 설정하였다. LSS가 측정하는 다섯 개의 하위요인(훈련과 지시, 민주적 행동, 권위적 행동, 사회적 지지, 긍정적 피드백)에 있어서 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 무용수들의 만족도에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이라는 다섯 개의 가설은 다음과 같다.
H1: 무용수에게 인지된 훈련과 지시 리더십 행동과 선호된 훈련과 지시 리더십 행동 간의 일치가 무용수의 만족에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이다.
H2: 무용수에게 인지된 민주적 리더십 행동과 선호된 민주적 리더십 행동 간의 일치가 무용수 만족에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이다.
H3: 무용수에게 인지된 권위적 리더십 행동과 선호된 권위적 리더십 행동 간의 일치가 무용수 만족에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이다.
H4: 무용수에게 인지된 사회적 지지 리더십 행동과 선호된 사회적 지지 리더십 행동 간의 일치가 무용수 만족에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이다.
H5: 무용수에게 인지된 긍정적 피드백 리더십 행동과 선호된 긍정적 피드백 리더십 행동 간의 일치가 무용수 만족에 정적으로 유의한 영향을 미칠 것이다.
본 연구는 비확률표본추출법 중 편의표본추출(Convenience Sampling)기법을 사용하여 서울과 서울 근교에 위치한 6개의 무용단의 직업 무용수들을 대상으로 실시하였다. 본 연구를 위해 연구자는 각 무용단의 관계자에게 연락하여 본 연구의 취지와 목적을 상세하게 설명한 뒤 설문에 대한 협조를 요청하였다. 먼저 각 무용단의 일정을 확인한 뒤, 연구자는 무용단을 방문하여 무용수들로부터 설문에 참여하겠다는 동의를 구한 후 직접 설문을 통해 자료를 구하였다. 전체 설문지 250부 중 212부를 회수하였다. 이 중 본 연구에 적합하지 않은 2부의 설문지를 제외하고 총 210부의 설문지의 자료를 분석에 사용하였다. 본 연구에 참여한 응답자의 인구통계학적 변인은 <표 1>에 제시되었다. 응답자의 평균 연령은 27세 이며, 표준편차는 7.03으로, 꽤 넓은 폭으로 퍼져있는 것을 알 수 있다. 응답자들의 평균 근속 경력은 5년 4개월이며, 표준편차는 67.57로 무용단 경력 1개월의 초년 무용수부터 30년 경력의 베테랑 무용수를 포함하고 있었다. 응답자의 75.8%인 157명의 무용수는 대학교육 이상의 높은 학력을 가지고 있었다.
| 특성 | 구분 | 사례수(명) | 비율(%) |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남자 | 40 | 19 |
| 여자 | 170 | 81 | |
| 나이 | 10대 | 30 | 14.4 |
| 20대 | 116 | 55.8 | |
| 30대 | 47 | 22.6 | |
| 40대 | 15 | 7.4 | |
| 전공 | 발레단 | 44 | 21.0 |
| 한국 무용단 | 134 | 63.8 | |
| 현대 무용단 | 2 | 1.0 | |
| 기타 무용단 | 30 | 14.3 | |
| 학력 | 고등학교 졸업 | 50 | 24.2 |
| 대학교 졸업 | 102 | 49.3 | |
| 대학원졸업 | 40 | 19.3 | |
| 기타 | 15 | 7.2 | |
| 무용단 경력 | 1-5년 | 124 | 59.4 |
| 6-10년 | 35 | 19.2 | |
| 11-15년 | 19 | 9.9 | |
| 16-20년 | 8 | 4.2 | |
| 21년이상 | 6 | 3.1 | |
| 무용단 직급 | 준단원 | 58 | 29 |
| 정단원 | 111 | 55.5 | |
| 기타 | 31 | 15.5 | |
| 급여 | 유급 | 151 | 75.1 |
| 무급 | 50 | 24.9 | |
| 외부활동 | 유 | 75 | 37.1 |
| 무 | 127 | 62.9 |
본 연구의 설문지 구성내용은 연구대상의 인구통계학적 변인(성별, 전공, 학력, 경력, 직급)을 알아보는 문항, 독립변인인 리더십 행동 문항, 종속변인인 만족도문항으로 구성되었다. 모든 항목은 7점 Likert scale로 구조화 되었다('1' = 매우 그렇지 않다, '4' = 중립, '7' = 매우 그렇다). 본 연구에서 사용된 영문 문항은 국내 무용수들에게 적합하도록 번역되고 수정되었다. 영문으로 되어있는 측정도구는 역 번역 방법을 통해 국문으로 번역되었다. 영어와 국어에 능통한 2인의 연구자가 먼저 영문으로 되어있는 측정도구를 국어로 번역하고 그 뒤 다른 1인이 국어로 변환된 측정문항들을 다시 영어로 변역하였다. 그 후, 원본의 문항들과 영어로 재 번역된 문항들을 비교하여 유사성을 검증하여 문항의 번역에 대한 타당성을 확보하였다.
지도자의 리더십에 대한 질문지 Chelladurai(1978)의 리더십의 이론적 개념을 바탕으로 Chelladurai & Saleh(1980)이 개발한 LSS(Leadership Scale for Sport)를 번안하여 사용하였다. 40개의 문항 중, 사회적 지지를 묻는 '무용수들을 집으로 초대해 주었으면 한다.'의 36번 문항은 한국의 조직문화와는 상이한 이유로 삭제되었다.
본 연구에서 사용된 만족도 문항은 직무 만족에 대한 선행연구에서 사용된 문항인 Camman, Fichman, Jenkins, and Klesh(1979)의 'The Michigan Organizational Assessment Questionnaire'에서 사용된 문항을 역번역하여 사용하였다. 만족도는 총 3개의 문항으로 구성되었으며, 문항은 <표 2>에 제시되었다.
| 문항 | 설문내용 |
|---|---|
| 1 | 지금 이 무용단을 택한 것은 현명한 선택이었다 |
| 2 | 이 무용단에서 무용수 생활을 하기로 결정한 것은 잘한 일이었다. |
| 3 | 이 무용단은 나의 무용수 생활에 있어서 꼭 필요한 단체이다. |
본 연구의 자료처리는 SPSS 22.0 프로그램과 AMOS 22.0을 이용하여 실시되었다. 먼저, 인구통계학적 분석을 위해 기술통계를 실시하였다. 두 번째로 자료의 정규성을 확인하기 위해 극단치(Outliers)와 결측치(Missing value)의 유무를 검사한 후 첨도(Kurtosis)와 왜도(Skewness)를 계산하였다. 다음으로 측정문항의 신뢰도를 검증하기 위해 Cronbach's a를 산출하였다. 그리고 LSS 측정모형의 속성을 분석하기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis; CFA)가 실시되었다. 마지막으로 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 무용수의 만족에 미치는 영향을 검증하기 위해 8개의 위계적 회귀분석(Hierarchical Multiple Regression)을 실시하였다. 위계적 회귀분석의 첫 번째 세트에서 선호된 리더십 행동 점수를 먼저 투입한 뒤 인지된 리더십 행동 점수가 투입되고 마지막으로 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 상호작용 점수가 투입되었다. 두 번째 세트에서는 동일한 방식으로 위계적 회귀분석이 실시되었지만, 각 변인이 역순으로 투입되었다. 첫 번째로 인지된 리더십 행동 점수가 투입되고 순차적으로 선호된 리더십 행동 점수 마지막으로 인지된 리더십 행동과 선호된 리더십 행동의 상호작용점수가 투입되었다. 본 연구에서 사용된 통계방법은 유사한 선행 연구에서 이미 반복되어 사용되었으며(Riemer & Chelladurai, 1995; Riemer & Toon, 2001, Andrew, 2004; 2009; Chia et al., 2015), 다른 방법에 비해 더 간결하게 자료를 설명할 수 있다는 장점이 존재한다(Berger-Gross, 1982; Berger-Gross & Kraut, 1984). 위의 장점과 더불어 본 연구의 결과를 직접적으로 사전연구의 결과와 비교하기 위해서 사전연구에서 사용한 통계방법을 유지하였다.
본 연구에 사용된 각 구성개념과 변인에 대한 평균값과 표준편차 및 자료의 정규성 그리고 신뢰도의 결과는 <표 3, 4>에 제시되었다. 각 변인들의 평균값은 중간값이 4.0을 넘는 높은 값을 나타내었다. 자료의 정규성을 검증하기 위해 왜도와 첨도를 계산한 결과 첨도의 절대값이 ±2사이에 위치하며 왜도의 절대값 또한 ±2사이에 위치하는 것을 확인하였다(West et al., 1995). 신뢰도 분석 결과 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동에서 권위적행동이 기준점에 못 미치는 .68과 .63의 신뢰도 값을 나타낸 것을 제외하고 모든 변인들이 Nunnally & Berstein(1994)이 제시한 기준인 .70을 넘는 것으로 나타나 충분한 신뢰도가 확보된 것을 확인하였다.
| 리더십행동 하위요인 | 선호된 리더십 행동 | |||
|---|---|---|---|---|
| M(SD) | 왜도 | 첨도 | α | |
| 훈련과 지시 | 5.28(0.84) | -.09~.07 | -.61~.70 | .88 |
| 민주적 행동 | 5.03(0.80) | .50~.08 | 0.64~.18 | .78 |
| 사회적 지지 | 4.62(0.85) | -.45~.06 | -.92~.29 | .73 |
| 긍정적 피드백 | 5.04(0.94) | -.43~.04 | -0.37~.00 | .78 |
| 만족도 | 4.83(1.32) | -.22 | .04 | .92 |
| 리더십행동 하위요인 | 인지된 리더십 행동 | |||
|---|---|---|---|---|
| M(SD) | 왜도 | 첨도 | α | |
| 훈련과 지시 | 5.29(.85) | -.36~-.29 | -.55~.27 | .91 |
| 민주적 행동 | 5.04(.80) | -.23~.04 | -.69~-.03 | .89 |
| 사회적 지지 | 4.63(.87) | -.08~.24 | -.90~-.17 | .85 |
| 긍정적 피드백 | 5.05(.95) | -.34~.03 | -.44~.29 | .76 |
본 연구에서는 가설을 검증하기 위해 독립변인에 지도자의 리더십 행동 종속변인에 조직원의 만족도를 설정하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 먼저 위계적 회귀분석을 실시하기 위한 정규성을 검증하였다. 잔차의 선형성과 등분산성을 검증하기 위해 표준화 예측값과 표준화 잔차의 산점도로 확인하였고, p-p 도표를 통해 잔차의 정규성을 확인하였다. 각 자료값은 정규분포를 이뤘다.
본 연구에서는 가설을 검증하기 위해 독립변인에 지도자의 리더십 행동 종속변인에 조직원의 만족도를 설정하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 먼저 위계적 회귀분석을 실시하기 위해 정규성을 검증하였다. 잔차의 선형성과 등분산성을 검증하기 위해 표준화 예측값과 표준화 잔차의 산점도로 확인하였고, p-p 도표를 통해 잔차의 정규성을 확인하였다. 각 자료값은 정규분포를 이뤘다. 다음으로 잔차의 독립성은 D-W(Durbin-Watson) 통계량으로 확인하였다. 본 연구에서 D-W 통계량은 1.75로 나타나 1과 2사이의 값에 위치하였기에 잔차의 독립성이 확보되었다(Durbin & Watson, 1950). 따라서 본 연구에서 사용된 자료는 회귀분석의 가정을 충족시켜 회귀분석을 실시하기에 적합한 것으로 나타났다. 마지막으로 회귀분석 결과에 영향을 줄 수 있는 이상치를 확인하여 제거하였다. 이를 위해 표준화된 적합값과의 거리(difference from fit values)와 Cook의 거리, 표준화된 잔차값을 계산 하였고, 계산된 결과를 통해 나타난 이상치를 제거하였다(Belsley et al., 1980).
선호된 리더십 행동 버전과 인지된 리더십 행동 버전 측정모형을 검증하기 위해 두 개의 확인적 요인분석을 각각 실시하였다. 모형 적합도는 <표 5>에 제시되었다. 카이제곱 검증은 구조방정식모형의 적합도를 판단하기 위한 방법 중 가장 많이 사용된 방법이다(김주환 등, 2009). 그러나 카이제곱 점증은 표본 크기에 매우 민감함으로 모형에 대한 평가가 제대로 이뤄지지 않을 수 있다(Anderson & Gerbing, 1988). 이러한 카이제곱 검증의 문제점을 해결하기 위해서는 표본크기에 민감하지 않고 모형의 간명성 가지고 있으면서 동시에 명확한 기준을 가지고 있는 적합도 기준을 고려해야 한다(Browne & Cudeck, 1993). Browne & Cudeck(1993)은 이러한 이유로 카이제곱을 대신하면서 전체적인 모형의 적합도를 대신할 수 있는 RMSEA를 제안하였다. RMSEA는 보통 .08이상을 괜찮은 적합도라 여기며, .05일 경우 유사한 적합도(close fit), 그리고 .00일 경우 완전한 적합도(perfect fit)로 평가된다. 이러한 기준에 따라 본 연구의 모형은 적합한 모형으로 평가될 수 있다.
| 선호된 리더십 행동 | 인지된 리더십 행동 | |
|---|---|---|
| Chi-square | x2(518) = 1313.41 x2/df = 2.53 |
x2(515) = 1366.29 x2/df = 2.65 |
| RMSEA | .086 | .089 |
위계적 회귀분석에 필요한 가정을 충족시킨 후 회귀분석을 실시하였다. 결과는 <표 6, 7>에 제시되었다. 독립변인인 리더십행동이 종속변인인 만족을 설명하는 변량은 4.2 %(사회적 지지) ~ 22.5% (훈련과 지시)이며, 리더십행동의 모든 하위요인에서 유의했다(p<.01). 변인이 투입된 순서대로 두 모형을 비교 했을 때, 첫 번째 순서에서는 인지된 리더십 행동이 우세하였고, 두 번째 순서에서는 선호된 리더십 행동이 우세하였다. 그러나 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 상호작용 효과가 만족을 설명하는 것은 훈련과 지시, 민주적 행동, 사회적 지지, 긍정적인 피드백에서 모두 통계적으로 유의하지 않은 결과를 보여주었다. 따라서 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 무용수의 만족에 영향을 줄 것이라는 가설은 4개의 하위요인에서 모두 기각되었다.
| 리더십 행동 하위 요인 | Reverse order | |||
|---|---|---|---|---|
| 변인 | R2 | ΔR2 | F | |
| 훈련과 지시 | 인지 | .058*** | .058*** | |
| 선호 | .225*** | .167*** | ||
| 상호작용 | .239 | .014 | 21.5*** | |
| 민주적 행동 | 인지 | ..044*** | .044*** | |
| 선호 | .164 | .120*** | ||
| 상호작용 | .165 | .001 | 13.54*** | |
| 사회적 지지 | 인지 | .042*** | .042*** | |
| 선호 | .065** | .023** | ||
| 상호작용 | .074 | .009 | 5.45*** | |
| 긍정적 피드백 | 인지 | .061*** | .0611* | |
| 선호 | .082** | .021 | ||
| 상호작용 | .084 | .002 | 6.29*** | |
Chelladurai(1978)와 Chelladurai & Riemer(1997)는 조직원이 선호하는 지도자의 행동과 지도자의 실질적인 행동의 일치가 조직원의 만족도 수준을 높일 수 있다고 제안하였다. 이러한 측면에서, 본 연구는 다차원리더십모형의 4개의 리더십행동 하위요인(예, 훈련과 지시, 민주적 행동, 사회적 지지, 긍정적 피드백)에서 인지된 리더십 행동과 선호된 리더십 행동 간의 일치가 무용수의 만족도에 미치는 영향을 검증하고자 하였다. 하지만 자료 분석 결과, 리더십 행동의 모든 하위요인에서 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동 간의 일치가 무용수의 직무 만족을 결정하는데 유의한 영향을 주지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 직업 무용단의 특징에서 비롯되었다고 할 수 있다. 직업 무용단은 일반적인 조직과는 다르게 주관적인 요소가 조직의 성공을 결정한다고 할 수 있다. 직업 무용수들의 직무 만족 또한 가시적인 결과에 의존하는 것이 아닌 주관적인 성공감에 의해 결정될 수 있다. 또한 본 연구에 참여한 무용수들의 평균 근속이 5년 3개월이고 10년 이상 근무한 무용수들이 16.7%인 39명으로 나타났다. 또한 이들의 만족도가 중간값을 넘긴 4.83이라는 점을 감안한다면 무용단에 대한 만족을 하고 있다는 것은 확실하다. 하지만 본 연구의 결과를 본다면 일단 무용수들의 만족도는 '원하고 있는 리더십 유형'과 '실제 지도자들이 보이고 있는 리더십'의 일치로 설명되지는 않고 있다. 서론에 언급되었듯이 무용단에서 무용수에 대한 지도자의 영향력은 절대적이라고 볼 수 있고, 다양한 선행연구에서 무용단 지도자의 리더십이 무용수들의 만족에 긍정적인 영향을 가지고 있다고 보고한 점을 고려하였을 때 더 좀 더 다양한 관점에서 무용단 지도자의 리더십 행동에 대한 좀 더 깊은 고찰이 이루어져야 할 것이다(박금란, 2008; 유진과 백민경, 2009; 김혜련과 박진희, 2012).
본 연구의 결과를 국내의 사전연구와 국외에서 시행된 사전연구와 비교를 하면 다음과 같다. 본 연구의 결과와는 상이하게, 국내의 사전연구에서는 무용지도자의 리더십행동은 무용수의 만족에 유의한 영향을 나타내는 것으로 나타났다(정선혜와 백민경, 2012). 이러한 차이는 통계방법과 척도에서 찾아볼 수 있다. 먼저 이론적 배경에 언급되었듯이, 다차원리더십모형의 가장 중요한 개념은 지도자의 세 가지 리더십 행동의 일치가 조직의 수행과 만족에 유의한 영향을 준다는 것이다(Riemer & Chelladurai, 1995). Chelladurai & Riemer(1998)는 이러한 관계를 검증하는데 있어서 각 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 차이 점수(discrepancy score)가 만족을 예측할 수 있는 가장 좋은 방법이라고 나타냈다. Cronbach(1958)에 따르면 차이 점수를 검증하는데 가장 합리적인 통계 방법은 제시된 두 변인 간의 상호작용 점수를 이용한 회귀분석 방법이다(Berger-Gross, 1982; Berger-Gross & Kraut, 1984; Chelladurai & Riemer, 1998). 정선혜와 백민경(2012)은 무용지도자의 리더십 행동과 무용만족과의 관계를 검증하는 데 있어서 Chelladurai & Saleh(1980)가 개발한 LSS를 측정도구로 사용하였지만, 지도자의 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 차이 값을 사용하였는지에 대해서는 언급하지 않고 있다. 또한 상호작용점수를 이용한 회귀분석이 아닌 구조방정식모형을 사용하였다는 점에서 본 연구와의 차이를 나타내고 있다.
또한 정선혜와 백민경(2012)은 LSS의 모든 문항을 사용하지 않은 것으로 보고되고 있다. 그들의 연구에서는 전체 40문항 중, 총 26문항만을 사용하였다. 사용된 문항은 훈련과 지시 10문항, 민주적 행동 6문항, 권위적 행동 3문항, 사회적 지지 3문항, 긍정적 피드백 4문항이 었다. Chelladurai & Saleh(1980)가 개발한 LSS 척도에서 5개의 리더십 행동 하위요인은 직접적인 코칭 업무 요인, 의사결정요인, 동기요인을 포함하고 있으며, 기존의 40 문항은 지도자의 리더십 행동과 지도자 행동의 효과성을 검증하는 연구자들에게 타당하고 신뢰할만한 도구를 제공한다고 할 수 있다(Chelladurai & Saleh, 1980). 또한 다차원리더십모형의 사전연구에 따르면, LSS 척도는 신뢰도에 문제가 계속적으로 보고되는 권위적 행동 하위 요인을 제외한 나머지 리더십행동은 신체활동의 만족을 설명하기에 적합한 척도로 여겨져왔다(Chelladurai & Riemer, 1997; 1998; Kwon et al., 2011; Riemer & Chelladurai, 1998; Riemer & Toon, 2001; Chia et al., 2015). 따라서 정선혜와 백민경(2012)의 연구에서 사용된 문항들과 통계 방법을 보았을 때, 본 연구의 결과와의 직접적인 비교가 의미 있는 정보를 제공하기는 어려울 것으로 판단된다.
국내의 사전연구와의 비교와는 상이하게 본 연구의 결과는 국외에서 시행된 연구와 많은 공통점을 보인다. 인지된 리더십과 선호된 리더십 행동 간의 일치를 바탕으로 조직원의 만족도를 성공적으로 설명한 실증적 연구가 없다는 사실을 보았을 때, 본 연구는 어쩌면 사전연구와 유사한 결과를 나타낸 것으로 풀이될 수 있다. 특히 본 연구의 결과는 Riemer & Toon(2001)의 결과와 완전히 일치하고 있다. Riemer & Toon(2001)에서도 LSS의 하위요인에서 선호된 리더십과 인지된 리더십 행동의 일치가 테니스 선수들의 만족에 정적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 물론 그들의 연구에서는 LSS의 다섯 개 하위요인 모두가 사용되었지만, 일단 본 연구와 중복되는 4개의 하위요인 모두에서 통계적으로 유의하지 않은 결과가 나타났다는 점에서 두 연구의 결과가 일치한다고 볼 수 있다.
본 연구와 Riemer & Toon(2001)의 연구와 유사하지만 약간은 상이한 결과를 보여주는 연구로 Chia et al.(2015)과 Riemer & Chelladurai(1995)의 연구를 들 수 있다. 이 두 연구에서는 LSS의 하위요인 중, 사회적 지지 부분에서만 통계적으로 유의한 결과를 나타내었다. 흥미로운 것은 위의 두 연구의 배경이나 응답자들이 상당히 차이가 있다는 점이다. Chia et al.(2015)의 경우에는 싱가폴에 있는 대학생 선수로부터 구한 것인 반면 Riemer & Chelladuarai(1995)의 연구는 미국의 대학 풋볼 선수들을 대상으로 한 연구이다. 두 연구의 대상들이 운동 종목도 개인종목과 단체종목으로 상이하고 문화적으로도 많이 상이한 두 국가에서 구해졌다는 점을 본다면 이 연구결과가 지역적 그리고 운동종목별 외적타당성을 확보한 것이라고도 볼 수 있다.
하지만 위의 두 연구결과가 다른 사전 연구들의 결과와 상당히 차이가 있다는 점에서 외적타당성에대한 업적을 평가하기에는 섣부른 감이 있을 수밖에 없다. 특히 Andrew(2009)의 연구는 훈련과 지시와 권위적 행동의 일치가 선수의 만족에 유의한 영향을 가진다고 밝히고 있는데, 이와 같은 지역의 대상으로부터 자료를 구한 연구인 Riemer & Toon(2001)에서는 상이한 결과를 보여주고 있다. 특히 이 둘의 연구는 미국이라는 같은 지역에 테니스라는 같은 종목으로부터 자료를 구했다는 점에서 상당히 흥미로운 비교가 될 수 있다.
사전연구를 종합적으로 비교해본다면 리더십의 일치가 조직원의 만족도에 미치는 영향을 일관된 결과로 제시하기는 시기상조라고 할 수 있다. 아직 충분한 결론을 낼 수 있을 만큼의 경험적 결과가 축적되지 않은 부분도 있고 이와 더불어, 현재까지 제시된 경험적 결과가 상당히 상이하게 나타나는 점도 존재하기 때문이다. Chia et al.(2015)이 다차원리더십모형을 바탕으로 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 조직원의 만족에 미치는 영향에 대해서 검증한 선행연구 결과의 차이는 문화적 특성과 스포츠 종목의 차이에서 비롯될 수 있다고 주장했다. 하지만 사전 연구의 결과를 비교했을 때, 문화적 특성과 스포츠 종목의 차이만으로 사전 연구의 상이한 결과들을 설명하기는 부족한 것이 사실이다.
어쩌면 현 시점에서 가장 적합한 결론은 다차원리더십모형이 제시하는 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 지도자에 대한 무용수의 만족도에 영향을 미칠 것이라는 주장이 이론적으로 문제점을 지닌 것일수도 있다는 것이다. 또 다른 가능한 설명은 스포츠 팀이나 무용단의 조직원들은 위에서 제시하고 있는 두 리더십의 일치보다도 다른 요인들에 의해 만족감을 형성할 수도 있다는 것이다. 물론 이 부분에 대한 결론은 더 많은 이론적, 경험적 연구들의 축적을 통해 이루어지겠지만 스포츠 조직의 조직원들의 만족을 설명하는 다른 요인에 대한 고려도 동시에 이루어져야 할 것이다.
본 연구에서는 Chelladurai(1978)의 다차원리더십모형을 기반으로 무용단 지도자의 선호된 리더십 행동과 인지된 리더십 행동의 일치가 무용수의 만족에 정적인 영향을 미치는 지를 경험적으로 증명하고자 하였다. 자료의 분석 결과, 리더십의 하위요인 어떤 부분에서도 리더십의 일치는 무용수들의 만족에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
본 연구에서 제시된 결과를 바탕으로 무용단 지도자 행동의 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 편의표본추출방법을 통하여 연구의 대상을 선정하였다. 편의표본추출법이 연구 수행을 위한 용이성을 제공하는 것은 사실이지만, 연구결과의 모집단에 대한 일반화는 불가능하기 때문에 이에 대한 제약을 없앨 수 있는 연구가 이루어질 필요가 있다.
또한 표집된 무용수들의 전공이 한국무용으로 편중되었기 때문에 본 연구의 결과를 다른 장르(예: 발레, 현대무용)의 무용수들에게 직접적으로 적용하기에는 무리가 있다. 향후 연구에서는 현재 국내에 존재하는 무용단의 장르를 반영할 수 있는 할당표본추출(quota sampling)이나 각 무용 장르별로 표집을 하여 자료를 분석할 필요가 있다고 생각된다.
둘째, 본 연구에서 사용된 Leadership Scale for Sport 문항은 다양한 신체활동 상황에서 지도자의 행동을 측정하는 적합한 문항으로 여겨졌다. 그러나 리더십 하위 요인 중 권위적 행동의 내적일관성에 지속적으로 문제가 보고되었다. 본 연구에서도 권위적 행동의 내적일관성에 문제가 있다고 판단되어 이 하위요인을 결과분석에서 제외하였다. 그러나 다수의 선행 연구 들은 무용단 상황에서 지도자의 권위적 행동을 포함한 의사결정행동이 무용수의 만족에 긍정적인 영향을 미친다고 보고하고 있다. 따라서 후속 연구에서는 문제가 있다고 여겨지는 권위적 행동의 세부항목을 수정하여 연구를 진행 하거나 이미 사용되고 있는 수정본(예: Revised Leadership Scale for Sport et al., 1997)을 사용할 필요성이 있다고 여겨진다.
셋째, 본 연구의 결과는 사전연구에서 제시된 다차원리더십모형을 경험적으로 지지하는 것에 실패하였다. 하지만 본문에서도 언급하였듯이, 무용단에서 지도자의 역할은 다른 스포츠조직에서의 리더십보다도 더 큰 영향을 미칠 수 있고, 그 메카니즘도 다를 수 있는 가능성이 존재한다. 아직 무용단을 대상으로 한 리더십모형이 개발되지 않은 상태에서 스포츠 팀을 대상으로 개발된 다차원리더십모형을 사용한 것도 본 연구의 가설이 지지되지 않은 이유일 수 있다. 따라서 향후 연구에서는 무용단의 조직문화와 무용단이 가지는 내용적 특수성이 반영된 리더십모형의 개발도 필요할 것이라 생각된다.
** 이 논문은 2014년 정부(교육부)의 재원으로 한국연구재단의 지원을 받아 수행된 연구(NRF-2014S1A5B8043862)임
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