태권도심판의 직무스트레스와 직업정체성: 직무만족 및 피드백환경의 매개 역할
Job Stress on Occupational Identity among Taekwondo Referees: Mediating role of Job Satisfaction and feedback Environment
Kim, Minseo1; Park, Kyung Eun2; Lee, Ji-Hang3; Cho, Heetae3*
Korean Journal of Sport Science, Vol.36, No.3, pp.275-287, September 2025
https://doi.org/10.24985/kjss.2025.36.3.275
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Abstract
PURPOSE This study aimed to examine the relationship between job stress and occupational identity among taekwondo referees, with particular attention to the mediating roles of job satisfaction and feedback environment. METHODS Participants were 320 referees registered with the Korea Taekwondo Federation or regional Taekwondo associations. Data analysis included frequency analysis, descriptive statistics, confirmatory factor analysis, and reliability analysis. In addition, mediation effects were tested using the SPSS PROCESS Macro. RESULTS The findings revealed that job stress among taekwondo referees had a significant negative effect on job satisfaction and feedback environment. While job satisfaction was positively associated with feedback environment, it did not exert a significant influence on occupational identity. Conversely, feedback environment showed a strong positive effect on occupational identity. Furthermore, both job satisfaction and feedback environment were found to fully mediate the relationship between job stress and occupational identity. CONCLUSIONS Job stress indirectly affects occupational identity of taekwondo referees through job satisfaction and feedback environment. These results highlight the importance of fostering job satisfaction and cultivating a supportive feedback environment as essential mediating factors in mitigating the negative effects of job stress on occupational identity.
초록
[목적] 본 연구는 태권도심판의 직무스트레스가 직업정체성에 미치는 영향을 알아보고 직무만족과 피드백환경의 매개효과를 규명하는데 있다.
[방법] 자료 수집은 대한태권도협회 및 지역 태권도협회에 등록된 겨루기 심판 320명으로부터 이루어졌다. 수집된 자료는 IBM SPSS Statistics 27.0과 AMOS 27.0을 사용하여 빈도분석, 기술통계, 확인적 요인분석, 신뢰도 분석, SPSS PROCESS Macro를 통해 분석했다.
[결과] 태권도심판의 직무스트레스는 직무만족, 피드백환경에 유의한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 직무만족은 피드백환경에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 피드백환경은 직업정체성에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 변인 간의 직접적인 관계를 바탕으로 직무스트레스와 직업정체성 간의 관계에서 직무만족 및 피드백환경이 매개 역할을 하는 것으로 나타났다.
[결론] 태권도심판의 직무스트레스는 직무만족과 피드백환경을 통해 직업정체성에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이 관계에서 직무만족과 피드백환경은 중요한 매개변수로 작용한다.
서 론
스포츠 경기에서 승패를 좌우하는 것은 선수들의 경기력과 지도자의 역량뿐만 아니라 심판의 판정이 큰 비중을 차지한다(Seo et al., 2019). 심판은 전반적인 경기진행, 관리, 통제 등 다양한 상황에 대해 신속하고 정확한 판정을 수행해야 하며(Cho & Shin, 2014; Kim & Jung, 2015) 경기를 공정하게 이끌어 가기 위해 전문성을 갖춰야 한다(Shin & Kim, 2017). 특히 수영이나 육상 등과 같은 기록 경기와 달리 태권도와 같은 투기 종목의 경우 심판의 판단이 승패에 중대한 영향을 미치기에 심판의 책임감은 매우 크다(Jung & Park, 2013). 더욱이 태권도 종목에서는 공정성에 대한 의혹이 줄지 않으며 심판판정의 공정성을 확보하고 객관적인 점수 시스템을 장착함으로써 판정 시비를 줄이고자 전자호구를 도입하였다(Park & Yang, 2009). 이를 통해 공정성에 대한 문제는 확연하게 감소 되었지만, 전자호구 시스템의 오작동이나 특정 기술의 유효성을 판단하는 등 심판의 역할 수행은 여전히 비중이 크다(Yoon, 2011). 따라서 예측하기 어려운 상황과 순간적인 결정을 내려야 하는 긴박한 상황 속에서 심판의 오심은 발생할 수 있다(Seok, 2008). 이러한 심판의 판정 실수는 심판 직무에 대한 자질 및 전문성 문제로 지적되며(An, 2011) 이로 인해 심판은 육체적, 정신적, 심리적 부담감 및 심각한 스트레스를 경험할 수 있다(An et al., 2013; Kim et al., 2018).
스트레스는 개인의 능력이나 자신이 직면한 상황을 감당할 수 없다고 판단할 때 발생하는 생리적 및 심리적 반응이며(Lazarus, 1993), 직무스트레스(Job Stress)는 직무를 수행하는 과정에서 노력과 보상의 불균형으로 인해 조직과 개인이 서로 합의되지 못한 상황에서 발생한다(Choi & Jeong, 2016; MacGregor et al., 2008). 이러한 직무스트레스는 직업 분야에 따라 스트레스 원인과 지각 정도가 달라질 수 있으며, 스포츠심판은 역할 갈등, 직무환경, 판정시비에 의해 직무 스트레스를 경험한다(Seo et al., 2019). 선행연구에서는 체조(Han et al., 2011), 유도(Oh et al., 2012), 축구(Yoo & Park, 2000), 태권도(An et al., 2013) 등 다양한 종목에서의 심판 직무스트레스에 관해 연구하였으며, Chang and Park(2016)은 심판의 직무스트레스가 직무 불만족에 그치지 않고 직업정체성(Occupational Identity)을 낮춘다고 보고하였다.
직업정체성은 자신이 속한 직업을 통해 자신을 정의하고, 자신의 직업에 대해 심리적 일체감을 느끼는 것을 의미한다(Yoo et al., 2014). 다양한 사회적 조직 안에서 살아가는 현대인에게 직업정체성은 스스로 선택한 직업을 통해 삶의 가치와 이상을 실현한다는 점에서 그 중요도는 크다(Kang & Choi, 2019). 또한, 긍정적이며 강한 직업정체성은 개인의 직업적 성공뿐만 아니라 사회적 적응과 심리적 웰빙에 중요한 영향을 미친다(Skorikov & Vondracek, 2011). 그러나 개인이 조직 내에서 중요한 역할을 수행함에도 불구하고, 직업정체성이 어떻게 형성되는지에 대한 연구는 부족한 실정이다. 이에 따라 그 중요성이 점차 부각되고 있으며(Pratt et al., 2006), 다양한 분야에서는 관련 연구가 활발히 이루어지고 있지만 스포츠 분야에서는 비교적 제한적으로 진행되어 왔다. 특히 경기 운영과 판정에서 핵심적인 역할을 담당하는 심판의 직업정체성에 관한 연구는 부족한 실정이기에 다각적인 연구가 필요하다.
스포츠 분야에서 이루어진 직업정체성 관련 연구들을 살펴보면, 주로 직무스트레스와 직무만족이 직업정체성에 미치는 영향에 초점을 맞추고 있다. 직무스트레스와 관련하여, 장애인스포츠지도자의 직무 스트레스로 인한 역할 갈등이 직업정체성에 부정적인 영향을 미친다는 연구(Jang & Roh, 2023)와 축구심판의 직업정체성 확보에 직무 스트레스가 영향을 미친다는 연구(Kim et al., 2020)가 수행되었다. 또한, 직무만족(Job Satisfaction)과 관련해서는, 직무만족이 직업 정체성과 상호 긍정적 영향을 미치는 요인임이 확인되었으며(Park, 2003), 다수의 연구에서 직무만족이 직업정체성을 높인다는 결과를 일관되게 보고하였다(Cha & Je, 2009; Lee, 2017; Park, 2003; Zhou & Cho, 2021). 이러한 선행연구의 결과는 심판의 직업정체성을 이해하기 위해서 직무스트레스와 직무만족의 역할을 함께 고려해야 함을 시사한다.
Locke(1976)는 직무만족을 자신의 직무나 직무 경험의 평가로부터 생긴 즐겁고 긍정적인 감정 상태라고 정의하였다. 심판이 경험하는 직무스트레스는 경기 진행 시 자신감과 집중력을 저하시켜 판정의 효율성을 감소시키고 경기 승패에 부정적인 영향을 미친다(An et al., 2013; Choi & Kim, 2017; Park, 2000). 또한, 직무만족은 직무 수행 능력과 밀접한 관련이 있으며, 직무만족도가 높을수록 직무 수행 능력이 향상되는 것으로 나타났다(Cho & Ko, 2010; Kim & Lee, 2021). 즉, 심판의 효과적인 직무 수행을 위해서는 직무스트레스 관리와 직무만족 향상이 중요함을 의미한다(Kim, 2014; Kim & Shin, 2014; Lee, 2016).
더불어, 직무 수행의 향상을 위해 피드백은 중요한 역할을 한다(Jang, 2019). 피드백이란 설정된 목표를 위해 성공적인 수행 과정에 있어 결과에 대한 적절한 정보를 제공해 주는 방법을 말한다(Jung & Yun, 1991). 이러한 피드백이 구성원들 사이에서 어떤 내용이, 어떤 방법으로, 얼마나 자주, 어떻게 이루어지고, 누구로부터 제공되는 지와 관련된 개념을 피드백환경(Feedback Environment)이라 정의하며, 긍정적인 피드백환경은 직무 수행을 향상하는데 도움이 된다(Ashford & Cummings, 1983). 다시 말해, 긍정적인 피드백환경이 조성되면 조직 내의 구성원들은 피드백을 통해 직무 수행을 향상시킬 수 있다(London & Smither, 2002). 이렇듯 직무만족과 피드백환경은 조직구성원의 직무에 상당한 영향을 미치고 있음에도 두 변인의 관계를 검증한 연구는 부족한 실정이며, 피드백환경과 직업정체성의 관계에 대한 연구 또한 부족한 실정이다.
따라서 본 연구에서는 직무만족과 피드백환경의 관계를 탐색하고 두 변인이 직무스트레스와 직업정체성의 관계에서 어떤 역할을 하는지 규명하고자 한다. 이를 위해 본 연구는 이러한 관계를 직무 요구-직무 자원 모델(Job Demands-Resources model; JD-R)을 이론적 틀로 활용하고자 한다. JD-R 모델은 직무에서 경험하는 부정적인 요구 요인과 긍정적인 자원 요인이 개인의 심리적 상태 및 직무 관련 결과에 어떻게 영향을 미치는지를 설명하는 유용한 이론적 기반을 제공한다(Demerouti, Bakker, Nachreiner et al., 2001; Bakker & Demerouti, 2007). JD-R 모델의 핵심 전제는 모든 직무는 일반적으로 직무 요구(job demand)와 직무 자원(job resources)이라는 두 가지 범주로 분류될 수 있다는 것이다(Bakker et al., 2003; Demerouti, Bakker, Nachreiner et al., 2001). 직무 요구는 지속적인 신체적·심리적(인지적·정서적) 노력이나 기술을 요구하는 직무의 특성으로, 이에 따른 생리적 및 심리적 비용을 수반할 수 있다(Bakker & Demerouti, 2007). 반면, 직무 자원은 업무 목표 달성, 스트레스 완화, 성장 및 발달을 촉진하는데 기여하는 물리적·심리적·사회적·조직적 요소를 포함한다(Bakker & Demerouti, 2007).
JD-R 모델은 이 같은 직무 특성들이 두 가지 서로 다른 심리적 경로를 통해 작용한다고 설명한다. 첫 번째는 건강 손상 경로(healthimpairment process)로, 과도한 직무 요구는 개인의 에너지를 고갈시키고 탈진 및 건강 문제를 유발할 수 있다(Demerouti et al., 2000; Demerouti, Bakker, De Jonge et al., 2001). 두 번째는 동기 경로(motivational process)로, 충분한 직무 자원은 동기를 유발하여 높은 업무 몰입과 직무성과로 이어진다(Demerouti et al., 2000, Demerouti, Bakker, Nachreiner et al., 2001, Demerouti, Bakker, De Jonge et al., 2001).
선행연구에 따르면, 직무스트레스는 직무만족을 저해하며 이는 조직 적응과 직무성과에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Bakker et al., 2005). Braine and Roodt(2011)는 JD-R 모델이 직업정체성을 예측하는 데 강력한 설명력을 가지며, 특히 직무 자원이 정체성 형성의 가장 중요한 요인으로 작용함을 실증하였다. 이는 직무만족과 피드백환경이 직업정체성에 영향을 미칠 것이라는 본 연구의 경로 가정을 이론적으로 지지한다. 또한 Zhang and Duan(2023)은 JD-R 모델을 기반으로 하여 직무 요구가 직무만족에 부정적인 영향을, 직무 자원은 긍정적인 영향을 미친다고 보고하였다.
한편, Bakker et al.(2007)은 직무스트레스와 같은 높은 직무 요구는 개인이 지각하는 자원의 수준을 약화시킬 수 있으며, 이로 인해 직무 자원이 가진 동기 유발적 기능이 손상될 수 있다고 보고하였다. 이는 직업정체성에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다고 유추할 수 있으며, 이러한 과정은 직무만족과 피드백환경을 매개로 하는 간접 경로를 통해 설명될 수 있다. 따라서 본 연구에서는 JD-R 모델의 관점에서, 직무스트레스를 대표적인 직무 요구로, 직무만족과 피드백환경을 개인의 심리적 및 조직적 자원으로 간주한다. 특히 피드백환경은 구성원이 업무 수행에 대한 유의미한 정보를 제공받는 정도를 의미하며, 이는 직업정체성의 형성과 강화에 기여할 수 있는 중요한 조직적 자원으로 볼 수 있다.
이상의 내용을 종합하여, 본 연구는 태권도심판의 직무스트레스가 직업정체성에 미치는 영향을 규명하고, 이 관계에서 직무만족과 피드백환경의 매개효과를 검증하고자 한다. 이는 심판의 직무스트레스 개선을 위한 실질적 대안을 제시할 수 있을 것이라 사료된다. 따라서 본 연구를 위한 연구 모형은 <Fig. 1>과 같다.
연구방법
연구 대상
본 연구는 대한태권도협회 또는 각 시·도 태권도협회에 등록되어 경기규칙 강습을 이수한 태권도 겨루기 심판을 연구 대상으로 선정하였다. 320명의 심판을 대상으로 설문조사를 실시하였으며 회수된 설문지 중 본 연구에 적합하다고 판단되는 278부를 최종 분석 자료로 활용하였다. 연구 대상자들의 일반적인 특성은 <Table 1>과 같다.
Table 1
Characteristic subjects
| Category | Sub-category | N | Percentage |
|---|---|---|---|
| Gender | Male | 244 | 87.9 |
| Female | 34 | 12.1 | |
| Age | 20s | 25 | 8.9 |
| 30s | 59 | 21.1 | |
| 40s | 108 | 39 | |
| more than 50s | 86 | 31 | |
| Referee level | Corner Judges | 114 | 40.9 |
| Center Referee | 95 | 34.2 | |
| Chief Referee | 61 | 22 | |
| Head of Referees | 8 | 2.9 | |
| Referee experience | 1~4 year | 47 | 16.9 |
| 5~9 year | 78 | 28.1 | |
| more than 10~14 year | 86 | 31 | |
| 15 year | 67 | 24 | |
| Annual referee participation | 1~3 times | 22 | 8 |
| 4~6 times | 94 | 33.9 | |
| 7~9 times | 128 | 46 | |
| more than 10 times | 34 | 12.1 | |
| Sum | 278 | 100 | |
조사 도구
1. 심판 직무스트레스
태권도심판의 직무스트레스를 측정하기 위해 Park(2000)이 개발한 한국 스포츠 심판 스트레스 척도를 본 연구에 맞게 수정·보완하여 사용하였다. 설문지는 총 6개 하위 요인(심판매수 3문항, 판정실책 4문항, 가정생활 불충실 3문항, 불합리한 배정 4문항, 신체적 부담 3문항, 판정항의 3문항)의 20문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 “전혀 그렇지 않다” 1점에서 “매우 그렇다” 5점까지의 Likert 5점 척도로 측정하였다.
2. 직업정체성
태권도심판의 직업정체성을 측정하기 위해 Hall(1971) 및 Snizek and Neil(1992)의 연구를 바탕으로, Jung(2006)의 연구에서 활용한 설문지를 본 연구에 맞게 수정·보완하여 사용하였다. 직업정체성 설문지는 총 4개 하위 요인(심판 직업에 대한 자율성 5문항, 소명의식 5문항, 서비스 신념 5문항, 전문조직 활동 5문항)의 20문항으로 구성 되었으며, 각 문항은 “전혀 그렇지 않다” 1점에서 “매우 그렇다” 5점까지의 Likert 5점 척도로 측정하였다.
3. 직무만족
태권도심판의 직무만족 척도는 Smith et al.(1969)의 직업기술지수(Job Descriptive Index, JDI)를 기반으로, Lee(2012)의 연구에서 활용한 설문지를 본 연구에 맞게 수정·보완하여 사용하였다. 심판의 직무만족 설문지는 총 5개의 하위 요인(업무만족 4문항, 동료만족 3문항, 보수만족 4문항, 상사만족 5문항, 승급만족 5문항)의 21문항으로 구성되었으며, 각 문항은 “전혀 그렇지 않다” 1점에서 “매우 그렇다” 5점까지의 Likert 5점 척도로 측정하였다.
4. 피드백환경
태권도심판의 피드백환경을 측정하기 위해 Steelman et al.(2004)이 개발한 피드백환경 척도를 바탕으로 Kim and Son(2020)이 사용한 설문지를 본 연구에 맞게 수정·보완하여 사용하였다. 설문지는 총 5개의 하위 요인(피드백 신뢰성 5문항, 피드백 유용성 5문항, 피드백 제공 기술 5문항, 피드백 유효성 4문항, 피드백 추구 촉진 4문항) 의 23문항으로 구성되었으며, 각 문항은 “전혀 그렇지 않다” 1점에서 “매우 그렇다” 5점까지의 Likert 5점 척도로 구성하였다.
자료 처리
본 연구에서는 수집된 자료를 토대로 z-점수와 마할라노비스 거리(Mahalanobis distance)를 사용하여 단변량 및 다변량 이상치 값을 제거하였다(Hair et al., 2010). 또한, 연구 대상자의 일반적 특성을 알아보기 위해 빈도분석(frequency analysis)을 실시하였으며, 측정 변인들의 평균, 표준편차, 왜도와 첨도 값 등의 산출을 위해 기술통계(descriptive analysis)를 실시하였다. 측정 변인들의 정규성 가정 검증을 위한 적합 기준은 왜도 절대값 3, 첨도 절대값 10 미만으로 판단한다(Kline, 2005).
다음으로, 측정 도구의 모형 적합도, 신뢰도, 타당도 검증을 위해 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 연구 모형의 적합도 검증을 위한 모형의 간명성을 고려하는 간명조정 지수인 RMSEA (Root mean square error of approximation, <.06), 증분 적합도 지수에 해당하는 지수인 CFI(Comparative fit index, >.90)와 TLI(Tucker-Lewis index, >.90)를 확인하였다(Hu & Bentler, 1999). 측정 도구의 신뢰도는 개념신뢰도(Construct reliability: CR, >.7) 값을 측정하여 평가하였으며, 수렴타당도는 평균분산추출(Average variance extracted: AVE, >.5) 값을 이용하였다(Fornell & Larcker, 1981).
판별타당도는 Henseler et al.(2015)이 제시한 판별타당도 평가 기법인 HTMT (Heterotrait-monotrait ratio of the correlations)값을 산출하였으며, 산출된 HTMT 값이 .85보다 낮을 때 판별타당도가 있는 것으로 판단할 수 있다. 변인 간의 관계성 파악을 위해 상관관계 분석(correlation analysis)을 실시하였다. 상관계수 값의 범위는 –1부터 +1까지이며, 계수의 절대값이 클수록 변수 사이에 강한 관계를 나타내고 0에 가까울수록 변수 사이에 선형 관계가 없음을 나타낸다(Schober et al., 2018).
마지막으로, 변인 간의 관계를 확인하기 위해 Hayes(2017)가 제안한 SPSS PROCESS Macro를 통한 부트스트랩(Bootstrap) 검증을 실시하였다. 확인적 요인분석을 통해 측정 모형의 신뢰도와 타당도가 확보된 각 잠재변인에 대해 해당 문항들의 평균값을 산출하여 합성 점수(composite score)로 구성하고, 이를 분석에 사용하였다. 이는 각 문항이 동일 가중치를 갖는다는 전제하에, 구성개념을 대표 할 수 있는 점수로 간주하여 구조적 관계 분석에 활용한 것이다(Hair et al., 2010). 특히 PROCESS Macro를 활용한 매개분석에서는 잠재변수의 관측치 입력이 필요하므로, 평균 점수를 입력 변수로 사용하는 방식은 통계적으로 정당하다(Hayes & Rockwood, 2017). 이와 같은 처리 방식은 확인적 요인 분석 결과, 각 변인의 개념신뢰도와 수렴타당도가 기준치를 충족하였기 때문에 타당성을 갖는 것으로 판단된다(Hair et al., 2010). 수집된 자료 분석을 위해 IBM SPSS Statistics 27.0과 AMOS 27.0 프로그램을 사용하였다.
연구결과
기술통계 분석
본 연구에서 수집된 자료의 특성을 알아보기 위해 주요 변수들의 기술통계 분석을 실시하였다. 수집된 320부 중 불성실한 응답 등의 이유로 42부를 제외한 278부를 최종 분석에 사용하였다. 기술통계 분석 결과, 측정 변인들의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도는 <Table 2>에 제시된 바와 같이 모든 측정 변인은 정규성 가정을 충족시키는 것으로 나타났다.
Table 2
Descriptive analysis
| Variables | Mean | SD | Skewness | Kurtosis |
|---|---|---|---|---|
|
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||||
| Job Stress | 2.16 | .489 | -.295 | -.300 |
| Feedback Environment | 3.65 | .550 | .585 | -.178 |
| Occupational Identity | 3.48 | .563 | .478 | -.137 |
| Job Satisfaction | 3.53 | .411 | -.362 | -.549 |
확인적 요인분석
본 연구에서 사용한 측정 도구는 총 4개 요인, 84문항으로, 각 요인은 직무스트레스(6개 하위 요인, 20문항), 직업정체성(4개 하위 요인, 20문항), 직무만족(5개 하위 요인, 21문항), 피드백환경(5개 하위 요인, 23문항)으로 구성되었다. 측정 도구의 모형 적합도 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시하였다(χ²=5437.863, df=3212, χ²/df=1.693, CFI=.893, TLI=.883, RMSEA=.05). 측정 도구의 요인 적재량을 확인한 결과, 직무스트레스의 하위 요인 가정생활 불충실에서 1문항, 직무만족의 하위 요인 상사만족에서 2문항이 적합 기준을 충족하지 못해 삭제하였다. 이에 따라 가정생활 불충실은 기존 3문항에서 2문항으로, 상사만족은 기존 5문항에서 3문항으로 축소되었다. 측정 도구의 요인 적재량이 낮은 문항의 경우 해당 요인과의 연관성이 약하므로, 신뢰도와 타당도에 부정적으로 영향을 미칠 수 있다(Gerbing & Anderson, 1988). 수정된 측정 모형의 적합도는(χ²=4616.346, df= 2967, χ²/df=1.733, CFI=.919, TLI=.912, RMSEA=.045) 만족할 만한 수준을 보였다.
측정 도구의 신뢰도를 평가하기 위하여 CR 값을 확인하였으며, 결과에 따르면 모든 변인의 CR 값이 .7이상으로 나타나 내적일관성을 확보하였다. 수렴타당도를 평가하기 위해 AVE 값을 확인하였다. 직무스트레스 2개 하위 요인(신체적 부담, 판정항의)과 직업정체성 1개 하위 요인(서비스 신념)에서 AVE 값이 .5미만으로 나타났다. Fornell & Larcker(1981)는 AVE 값이 .5 미만이더라도 CR 값이 .6이상일 경우 수렴타당도가 적절하다고 결론 내릴 수 있다고 주장하여 본 연구에서는 <Table 3>에 제시한 것과 같이 수렴타당도가 확보되었다.
Table 3
Confirmatory factor analysis
| Variables | λ | AVE | CR |
|---|---|---|---|
|
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| protest on judgment 1 | .911 | .697 | .872 |
| protest on judgment 2 | .860 | ||
| protest on judgment 3 | .723 | ||
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|||
| judgment mistake 1 | .842 | .612 | .860 |
| judgment mistake 2 | .888 | ||
| judgment mistake 3 | .788 | ||
| judgment mistake 4 | .575 | ||
|
|
|||
| unreasonable assignment 1 | .663 | .537 | .822 |
| unreasonable assignment 2 | .767 | ||
| unreasonable assignment 3 | .816 | ||
| unreasonable assignment 4 | .676 | ||
|
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| physical demand 1 | .687 | .491 | .743 |
| physical demand 2 | .696 | ||
| physical demand 3 | .720 | ||
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| bribing a referee 1 | .955 | .472 | .707 |
| bribing a referee 2 | .501 | ||
| bribing a referee 3 | .503 | ||
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| disloyal family life 1 | .843 | .591 | .741 |
| disloyal family life 2 | .686 | ||
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| belief in public service 1 | .682 | .437 | .793 |
| belief in public service 2 | .640 | ||
| belief in public service 3 | .563 | ||
| belief in public service 4 | .781 | ||
| belief in public service 5 | .617 | ||
|
|
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| calling to the field 1 | .899 | .764 | .942 |
| calling to the field 2 | .867 | ||
| calling to the field 3 | .862 | ||
| calling to the field 4 | .836 | ||
| calling to the field 5 | .904 | ||
|
|
|||
| professional organization 1 | .857 | .690 | .917 |
| professional organization 2 | .762 | ||
| professional organization 3 | .850 | ||
| professional organization 4 | .853 | ||
| professional organization 5 | .856 | ||
|
|
|||
| belief in autonomy 1 | .918 | .644 | .897 |
| belief in autonomy 2 | .585 | ||
| belief in autonomy 3 | .895 | ||
| belief in autonomy 4 | .939 | ||
| belief in autonomy 5 | .595 | ||
|
|
|||
| work 1 | .920 | .824 | .949 |
| work 2 | .948 | ||
| work 3 | .861 | ||
| work 4 | .898 | ||
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| co-workers 1 | .876 | .616 | .826 |
| co-workers 2 | .797 | ||
| co-workers 3 | .667 | ||
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| pay 1 | .656 | .533 | .819 |
| pay 2 | .743 | ||
| pay 3 | .686 | ||
| pay 4 | .824 | ||
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| supervision 1 | .968 | .760 | .904 |
| supervision 2 | .847 | ||
| supervision 3 | .791 | ||
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| promotion 1 | .657 | .525 | .842 |
| promotion 2 | .736 | ||
| promotion 3 | .516 | ||
| promotion 4 | .721 | ||
| promotion 5 | .930 | ||
|
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| source credibility 1 | .982 | .918 | .982 |
| source credibility 2 | .958 | ||
| source credibility 3 | .953 | ||
| source credibility 4 | .940 | ||
| source credibility 5 | .957 | ||
|
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| feedback quality 1 | .984 | .852 | .966 |
| feedback quality 2 | .903 | ||
| feedback quality 3 | .883 | ||
| feedback quality 4 | .960 | ||
| feedback quality 5 | .881 | ||
|
|
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| feedback delivery 1 | .935 | .800 | .952 |
| feedback delivery 2 | .934 | ||
| feedback delivery 3 | .684 | ||
| feedback delivery 4 | .867 | ||
|
|
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| source availability 1 | .903 | .897 | .972 |
| source availability 2 | .984 | ||
| source availability 3 | .907 | ||
| source availability 4 | .991 | ||
|
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| promote feedback seeking 1 | .766 | .460 | .771 |
| promote feedback seeking 2 | .578 | ||
| promote feedback seeking 3 | .630 | ||
| promote feedback seeking 4 | .725 | ||
다음으로, 주요 변수 간의 상관을 확인하기 위해 Pearson 상관계수를 활용하고 판별타당도를 평가하기 위해 HTMT 값을 확인하였다. 본 연구에서 사용된 각 상위 구성개념(예: 직무스트레스)은 복수의 하위 요인으로 구성되어 있으므로 모형의 복잡도를 줄이고 해석의 명확성을 높이기 위해 각 하위 요인의 문항 평균값을 산출하고, 이를 상위 개념의 대표 지표로 활용하였다. 이러한 하위 요인 단위의 점수 요약(score-level aggregation) 방식은 이론적·측정적 정당성이 확보된 구조에 기반하고 있으며, 모형의 단순화, 신뢰도 제고, 추정 안정성 확보 측면에서 효과적인 분석 전략으로 제시된다(Bandalos & Finney, 2001; Little et al., 2002). 또한, Marsh et al.(2013)의 지적에 따라 이러한 절차는 각 하위 요인이 단일차원성을 갖는 경우에 한해 적용하는 것이 바람직하므로, 본 연구에서는 사전 CFA를 통해 각 하위 요인의 구조적 타당성을 확인한 뒤 해당 절차를 적용하였다. 아울러 본 연구의 가설 검증이 각 상위 구성 개념 단위로 이루어진 점을 고려할 때, 상관분석 및 판별타당도 역시 하위 요인을 통합한 상위 요인 수준에서 수행하는 것이 분석 논리상 정당하며 일관성을 확보하는 데 적절하다. 그 결과, <Table 4>에 제시된 바와 같이 주요 변수 간 상관관계에서 다중공선성은 나타나지 않았으며, HTMT 값 또한 판별타당도 기준(.85미만; Henseler et al., 2015)을 충족하였다.
Table 4
Correlations and HTMT Ratios
| F1 | F2 | F3 | F4 | |
|---|---|---|---|---|
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| F1 | - | -.607 | -.347 | -.557 |
| F2 | .656 | - | .727 | .764 |
| F3 | .366 | .753 | - | .406 |
| F4 | .590 | .797 | .448 | - |
Note. Values above the diagonal represent Pearson correlation coefficients (r), and values below the diagonal represent HTMT (Heterotrait-Monotrait) ratios. HTMT values below .85 indicate adequate discriminant validity (Henseler et al., 2015).
연구가설 검증
태권도심판의 직무스트레스와 직업정체성의 관계에서 직무만족과 피드백환경의 매개효과를 검증하기 위해 SPSS PROCESS Macro(model 6)를 사용하여 부트스트래핑을 검증하였다. 먼저 직접 효과에 대한 결과는 <Table 5>에 제시한 바와 같이, 직무스트레스가 직업정체성에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않은(β=-.061, SE=.069, p>.05) 것으로 나타났다. 직무스트레스는 직무만족(β=- .351, SE=.047, p<.001)과 피드백환경에 유의한 부(-)적 영향(β=- .467, SE=.058, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 직무만족은 피드백환경에 유의한 정(+)적 영향(β=.238, SE=.070, <.001)을 미치는 것으로 나타났다. 직무만족은 직업 정체성에 통계적으로 유의하지 않은(β=.040, SE=.075, p>.05) 것으로 나타났다. 피드백환경은 직업정체성에 유의한 정(+)적 영향(β=.517, SE=.063, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다.
Table 5
Direct effect of research model
| DV | IV | coeff | s.e | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|---|
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| Job Satisfaction | constant | 4.173 | .105 | 39.735*** | 3.966 | 4.380 |
| Job Stress | -.295 | .047 | -6.219*** | -.388 | -.201 | |
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| R2=.123, F=38.681***, (p=.000) | ||||||
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| Feedback Environment | constant | 3.663 | .314 | 11.683*** | 3.046 | 4.281 |
| Job Stress | -.524 | .058 | -9.002*** | -.639 | -.410 | |
| Job Satisfaction | .318 | .070 | 4.583*** | .181 | .454 | |
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| R2=.352, F=74.661***, (p=.000) | ||||||
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| Occupational Identity | constant | 1.505 | .402 | 3.746*** | .714 | 2.296 |
| Job Stress | -.070 | .069 | -1.013 | -.207 | .066 | |
| Job Satisfaction | .055 | .075 | .732 | -.093 | .203 | |
| Feedback Environment | .530 | .063 | 8.386*** | .405 | .654 | |
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||||||
| R2=.129, F=40.928***, (p=.000) | ||||||
다음으로 간접 효과에 대한 결과는 <Table 6>에 제시된 것처럼, 직무스트레스와 직업정체성 간의 관계에서 직무만족은 95% 신뢰수준에서 LLCI(-.052)와 ULCI(.028) 사이에 0을 포함하는 것으로 나타나 매개 역할을 하지 않는 것으로 나타났다. 직무스트레스와 직업정체성 간의 관계에서 피드백환경은 95% 신뢰수준에서 LLCI(-.325)와 ULCI(-.166) 사이에 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 마지막으로 직무스트레스와 직업정체성 간의 관계에서 직무만족 및 피드백환경은 95% 신뢰수준에 LLCI(-.071)와 ULCI(-.022) 사이에 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 다중매개 역할을 하는 것으로 나타났다.
Table 6
Indirect effect of research model
| Path | β | S.E. | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|
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| Job Stress → Job Satisfaction → Occupational Identity | -.014 | .021 | -.052 | .028 |
| Job Stress → Feedback Environment → Occupational Identity | -.241 | .040 | -.325 | -.166 |
| Job Stress → Job Satisfaction → Feedback Environment → Occupational Identity | -.043 | .013 | -.071 | -.022 |
논 의
본 연구에서는 태권도심판의 직무스트레스가 직업정체성에 미치는 영향에 대해 규명하고, 동시에 이들 관계에서 직무만족과 피드백환경의 매개효과를 규명하였다. 연구 결과를 바탕으로 논의하면 다음과 같다.
첫째, 태권도심판의 직무스트레스는 직업정체성에 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 직무스트레스가 직업정체성에 부정적으로 영향을 미친다는 연구(Jang & Roh, 2023; Roh, 2016) 에 뒷받침되지 못하는 결과이다. 또한, 스트레스는 자신의 정체성과 관련된상황을 평가하고 그 정체성을 위협하는 원인(Ashforth & Humphrey, 1993; Major & O’Brien, 2005; Miller & Kaiser, 2001)이라는 의견을 지지하지 못한다. 그러나 본 연구의 결과가 도출된 원인을 몇 가지 고려해 보면 Jung & Kim(1999)은 과도한 스트레스가 각성 수준을 올릴 수 있다고 하였다. 이러한 점에서 태권도심판의 업무가 경기장이라는 특수한 환경임을 고려 해볼 때 직무스트레스가 오히려 도전 의식을 자극하여 직업정체성을 강화하는 역할을 할 수 있는지에 대한 연구 또는 더 큰 성과를 달성하기 위해 개인이 경험한 직무스트레스를 인내하고 조절할 수 있는지에 대한 연구가 필요할 것으로 사료된다. 따라서 본 연구 결과가 기존의 선행연구와 다르게 도출된 것처럼 이상 수준의 스트레스가 직업정체성을 강화할 수 있는지 후속 연구를 통해 그 관계를 연구 해볼 필요가 있을 것으로 판단된다.
둘째, 태권도심판의 직무스트레스는 직무만족에 유의한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 직무스트레스는 개인의 부정적인 태도와 행동으로 이어져 직무만족에 부정적인 영향을 미칠 수 있다고 보고한 연구(Pan et al., 2015; Wu et al., 2021)와 같은 결과이다. 또한, 축구심판을 대상으로 한 Kim(2016)의 연구에서도 스트레스를 관리하여 심판의 직무만족을 충족시킬 수 있어야 한다고 보고하며 본 연구 결과를 지지한다. 심판의 직무스트레스가 직무만족을 감소시키는 요인(Seo, 2013)이기에 심판의 스트레스 조절이 중요하며(Kim, 2014), 이에 직무스트레스는 직무만족의 선행요인임을 시사한다. 따라서 심판의 직무만족을 충족시키기 위해 스트레스를 유발할 수 있는 요인과 완화할 수 있는 요인을 찾아 직무환경을 개선하는 것이 고려되어야 한다.
또한, 본 연구에서 태권도심판의 직무만족은 직업정체성에 통계적으로 유의하지 않는 것으로 나타났으며, 직무만족은 직무스트레스와 직업정체성의 관계 사이에서 매개 역할을 하지 않는 것으로 나타났다. 이는 직무만족과 직업정체성의 관계에 관해 직무만족이 높을수록 직업정체성이 높은 것으로 나타났다는 연구(Jung & Ma, 2020; Struyven, & Vanthournou, 2014), 직업정체성이 높을수록 직무만족이 높은 것으로 나타났다는 연구(Cho & Kim, 2015; Mainous et al., 2018; Sabanciogullari & Dogan, 2015)와는 다소 다른 결과를 보인다. 본 연구의 결과가 도출된 원인에 대해 태권도 종목 특성상 심판의 역할이 경기에 상당한 비중을 차지한다는 점에서 개인이 느끼는 스트레스가 직무만족에 부정적인 영향을 미치고 직무만족은 주관적으로 느끼는 긍정적인 감정 상태로서 직업정체성을 강화하는데 어려울 수 있다고 판단된다.
셋째, 태권도심판의 직무스트레스는 피드백환경에 유의한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 단서활용이론(cue utilization theory)을 통해 설명할 수 있는데, 이는 각성의 증가에 따른 주의 폭의 협소화 현상이 진행되면서 받아들여지는 정보의 활용을 설명한다(Easterbrooks, 1959). 다시 말해, 지나치게 각성이 높으면 주의 폭이 좁아져 중요한 정보를 활용하지 못하거나 각성이 낮으면 주의 폭이 넓어져 너무 많은 정보를 수용하여 불필요한 정보에도 집중하게 되는 것이다(Etnier, 2009). 스트레스는 각성과 불안을 일으키는 요소로서 지나친 스트레스는 심판판정에 필요한 정보를 일관되게 처리하기 어려워 피드백을 수용하는 것이 쉽지 않을 수 있음을 시사하며 본 연구의 결과를 일부 뒷받침한다. 원활한 심판업무를 수행하려면 최적의 각성 수준을 회복하고 유지하기 위해 동료에 대한 신뢰, 심판업무 시 피드백에 대한 환경이 자유롭고 긍정적으로 마련되어야 할 것이다.
또한, 태권도심판의 피드백환경은 직업정체성에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 피드백은 일반적으로 작업 학습 및 개발, 동기부여 및 업무성과와 같은 중요한 작업 결과와 관련 있으며, 수행에 정적인 영향을 미친다고 보고되고(Kluger & DeNisi, 1996), 직업정체성은 직업에 대하여 심리적 일체감을 가지고 있는 정도와 자아상에서 자신의 직업이 차지하는 중요도를 의미하는 것으로서 긍정적으로 형성될 수 있다(Yoo et al., 2014). 이러한 관점에서 피드백을 추구하는 환경을 통해 수행이 향상된다는 것은 직업정체성을 강화할 수 있다는 것과 유사하다고 해석할 수 있다. 태권도심판은 직무 수행 시 책임감 있는 자율적 판단 상황에 자주 처하게 되는데, 피드백환경이 좋을수록 긍정적 직무 행동을 기대할 수 있다(Norris-Watts & Levy, 2004). 따라서 태권도심판이 직무를 수행하는 데 있어 피드백환경의 수준이 높을수록 직업정체성이 높아진다는 것을 유추할 수 있으며, 이는 전문성을 신장시키고 직업적인 정체성을 인식하는 데 도움이 될 것이라 판단된다. 더불어 본 연구에서 피드백환경은 직무스트레스와 직업정체성의 관계 사이에서 매개 역할을 하는 것으로 나타났는데 이는 스트레스를 받는 상황에서도 피드백이 잘 이루어지는 환경에 속해있다면 직무 행동 및 직업정체성을 강화할 수 있을 것으로 해석할 수 있다.
넷째, 태권도심판의 직무만족은 피드백환경에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 두 변인은 직무스트레스와 직업정체성의 관계에서 다중매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 이는 심판이 경험하는 스트레스가 직업에 대한 정체성을 약화시킬 수 있으나, 이 과정에서 직무만족과 긍정적인 피드백환경이 그 부정적 영향을 완충 또는 전환시키는 역할을 수행함을 의미한다. 이러한 결과는 조직 내 심리적 자원과 환경적 자원이 직무스트레스로부터 유발되는 부정적 결과를 감소시키고, 직업정체성 유지에 핵심적인 역할로 작용할 수 있음을 보여주는 JD-R 모델의 이론적 틀과도 부합한다(Bakker & Demerouti, 2007). 실제로 Kozák et al.(2025)의 연구에서는 사회복지 리더들이 지각한 직장 내 신뢰와 공동체 자원이 소진을 완화하는 매개 요인으로 작용하는 것으로 확인하였고, Liang et al. (2022) 의 연구에서는 교사의 직무스트레스가 직업정체성에 부정적 영향을 미치지만, 조직적 지원이 이를 유의하게 완충함을 보고하였다. 이처럼 개인의 심리적 자원이 조직적 자원을 유도하고, 결과적으로 스트레스의 부정적 영향을 줄이는 다중 경로의 중요성은 본 연구 결과와도 일치한다.
또한 Yoon and Song(2017)은 피드백이 직무 효과를 증진시키기 위한 수단으로 활용됨으로써 그 중요성을 강조하면서 본 연구의 결과를 지지한다. 특히 피드백환경이 좋을수록 조직 내 구성원들은 양질의 정보를 획득할 수 있고(Lee & Han, 2008), 구성원들과 긴밀한 관계를 유지할 수 있으며(Levy et al., 1995; Steelman et al., 2004), 피드백환경의 활성화는 피드백의 빈도와 질을 향상시키고 구성원 간의 상호작용을 긍정적으로 촉진시킨다(Lee et al., 2015). 태권도 심판과 같이 비교적 외적 보상보다는 내적 동기와 전문성 기반의 역할 정체성이 강조되는 직무 환경에서는, 직무만족과 피드백 경험의 질이 직업적 자기개념 형성에 있어 핵심적인 매개 역할로 기능할 수 있다는 점에서 실천적 함의를 가진다. 따라서 향후 심판 대상 교육 및 조직 차원의 개입 전략에서는 단순한 스트레스 관리 차원을 넘어, 직무 만족을 촉진하는 조직문화 형성과 체계적이고 질 높은 피드백환경 구축에 대한 다각적인 접근이 요구된다.
각각의 결과를 종합해 보았을 때, 최종적으로 심판이라는 직업은 직무스트레스의 수준이 높을 때, 직무만족 및 피드백환경에 부정적인 영향을 나타내는 것을 확인할 수 있다. 따라서 심판의 직업정체성을 구축하고, 직무만족을 높이고, 피드백을 원활하게 할 수 있는 환경을 만들기 위해서는 직무환경에서의 스트레스 작용에 부정적인 영향을 미치는 것을 최소화하고 긍정적인 영향을 미치는 것을 강화하는 방안을 모색해야 할 것이다. Choi and Kim(2017)은 심판의 직무스트레스를 경감시킬 수 있는 심리기술훈련 프로그램 개발 및 연구가 필요하다고 역설하기도 하였는데 실제로 현재 심판들은 대회 안에서 원활한 경기 운영과 선수 보호를 위한 여러 가지 임무를 반복적으로 해야 한다. 이는 심판의 과다한 업무로 인한 피로로 이어지고 심판의 업무에 집중력을 저해하는 요소로 작용할 수 있다. 심판의 직무스트레스를 완화하기 위한 다양한 요인이 연구되고 있지만 직업정체성, 직무만족과 마찬가지로 심판업무 중 발생하는 피드백환경에 대해 동료 및 심판위원회 등에서 그 중요성을 인식하고 긍정적인 피드백이 이루어 질 수 있는 환경으로 개선해야 할 필요가 있다고 판단된다.
결론 및 제언
본 연구는 태권도심판의 직업정체성에 영향을 미치는 직무스트레스, 직무만족, 피드백환경 간의 관계를 살펴보고, 직무스트레스가 직업정체성에 어떠한 영향을 미치는지 알아보기 위해 직무만족과 피드백환경을 매개 변인으로 상정해 그 효과를 검증하였다. 연구 결과를 종합해 볼 때 태권도심판의 직무스트레스와 직업정체성의 관계에서 직무만족과 피드백환경이 다중매개 역할을 하는 것으로 나타났다.
본 연구를 진행하면서 존재한 몇 가지 한계점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 설문지를 통해 진행된 연구로서 연구 대상자를 완전히 통제할 수 없었으며 답변에 대한 왜곡이 있을 수 있다는 한계가 존재한다. 둘째, 본 연구는 횡단면 연구로, 종단적인 측면에서 현상을 살펴 보는데 미비하였다. 이러한 경우 한 시점에서만 연구가 이루어져 변수 간의 인과관계에 대한 해석에서 오류가 있을 수 있다. 셋째, 본 연구의 대상자는 태권도 겨루기 심판에 한해 이루어졌기 때문에 본 연구의 결과를 보편적으로 적용하는 데에는 한계가 있다.
연구 한계점을 토대로 향후 연구를 위한 몇 가지 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 설문지를 통해 자료를 수집하였다. 이에 면접법 및 혼합 연구 방법 등의 질적 연구를 함께 시도하여 양적 연구의 한계를 보완할 필요가 있을 것이다. 둘째, 본 연구는 횡단면 연구로 진행되었기에 변수 간의 인과관계를 더욱 심층적으로 분석하기 위해 종단적 연구가 진행될 필요가 있을 것이다. 셋째, 본 연구의 연구 대상자는 태권도 겨루기 심판에 한정되었다. 따라서 다양한 종목의 심판을 대상으로 향후 연구를 진행하여 보편적인 심판의 직무스트레스와 직업정체성을 제고할 수 있는 실증적인 연구가 진행되어야 할 필요가 있다.
AUTHOR CONTRIBUTION
Conceptualization: M. Kim, K. E. Park, J-H. Lee, H. Cho, Data curation: K. E. Park, Formal analysis: M. Kim, K. E. Park, Methodology: M. Kim, K. E. Park, Project administration: K. E. Park, J-H. Lee, Visualization: M. Kim, Writing-original draft: M. Kim, K. E. Park, J-H. Lee, H. Cho, Writing-review & editing: M. Kim, H. Cho