직장 내 공감(Compassion at Work): 개념, 선행 촉진 조건, 그리고 효과성

An Empirical Study on the Antecedent and Consequences of Compassion at Work

“오늘날 공감을 연구하는 심리학자는 극빙을 연구하는 기후학자와 비슷한 처지다. 우리는 해마다 공감과 극빙의 소중함을 더 깊이 깨닫고 있지만, 우리를 둘러싼 세상에서 그 둘은 계속해서 줄어들고 있다.” (Jaki, 2019/2022: 25)

Ⅰ. 서 론

1990년대 초 이탈리아 파르마 대학의 연구진들이 ‘거울뉴런’(mirror neuron)이라 명명된 특별한 뇌세포를 발견한 이후, 두뇌의 구조와 기능에 대한 차원에서뿐만 아니라 인간의 사회적 상호작용을 이해하는 방식 면에서도 큰 변화가 있게 되었다. 즉 인간은 타인의 감정을 관찰할 때 뇌의 섬엽(insula) 내 거울뉴런을 통해 타인의 정서를 동일하게 경험할 수 있고, 이것이 바로 인간이 공감을 하게 되는 신경학적 메카니즘이라는 사실이 과학적으로 밝혀진 것이다(Keysers, 2011/2019). 또한 사람마다 정도의 차이는 있을지언정, 공감 능력은 이처럼 생래적이기 때문에 인간은 근본적으로 사회적 존재일 수밖에 없다는 사실도 다시 한번 확인된 셈이었다.

사실 조직관리적 차원에서도 공감과 그 심리적 메카니즘에 대해 연구해 볼 필요성은 충분하다고 볼 수 있다. 주지하듯이, 직장은 단순히 일만 하는 물리적 공간이 아니다. 업무수행 과정에서 사람들 간에 다양한 상호작용이 이루어지고, 그 와중에 성취의 기쁨을 공유할 수도 있는 반면, 갈등과 좌절 등 여러 가지 부정적인 감정을 경험할 수도 있다. 이처럼 조직은 긍정적 정서는 물론, 고통과 괴로움 등 부정적인 경험이 공존할 수밖에 없는 곳이기에(Dutton, Frost, Worline, Lilius, & Kanov, 2002; Dutton, Lilius, & Kanov, 2007), 특히 이러한 부정적인 정서가 조직 내 전염, 확산되어 조직 분위기가 훼손되지 않도록 적절히 차단할 필요가 있다. 나아가 조직 내 다른 사람의 고통을 외면하지 않고 따뜻한 동료애로 보살핌과 공감을 전할 경우, 조직은 곧 치유의 장소가 되어 사람들이 신뢰와 활력을 되찾고 일에 대한 열정을 회복할 수 있다(Kahn, 1993; Kanov, Maitlis, Worline, Dutton, Frost, & Lilius, 2004). 실제로 그간의 연구들은 조직 내 공감행동이 매우 강력한 울림과 치유의 힘을 갖고 있음을 잘 보여주어 왔다(Kanov et al., 2004; Dutton, Worline, Frost, & Lilius, 2006; Lilius, Worline, Maitlis, Kanov, Dutton, & Frost, 2008 등).

그렇지만 위 인용문에서도 비유되고 있듯이, 안타깝게도 사람들의 공감 성향은 점차 감퇴하고 있다는 우려가 많이 제기되고 있다(Jaki, 2019/2022; Konrath, O’Brien, & Hsing, 2011). 그 원인에 대해서는 물론 별론이 필요하겠지만, 2000년대 이후 본격적으로 제기되기 시작한 공감에 대한 세간의 관심에 비하면 공감에 대한 사회과학적 연구성과는 생각보다 그리 많지 않다. 이러한 경향은 국내에서 더욱 두드러지는데, 특히 지금까지 조직행동 영역에서 제기된 공감 관련 국내 연구는 손에 꼽을 정도라고 할 수 있다(예를 들어, 고성훈·문태원, 2012; 오아라·박경규·용현주, 2013; 최형진·이상민·노세리, 2020; Moon, Hur, Ko, Kim, & Yoon, 2014; Rhee, Hur, & Kim, 2017 등). 이러한 실정을 감안하여, 본 연구는 공감의 개념을 정리하고, 조직 내 공감행동을 촉진하는 선행조건과 공감의 효과성을 경험적으로 실증함으로써 공감 관련 연구성과의 축적에 일조해 보고자 한다.

구체적으로, 본 연구는 현실적으로 공감과 흔히 혼용되어 쓰이고 있는 여러 유사 개념들과 공감이 어떠한 차이가 있는지를 정리한 다음, 조직 내 업무수행 맥락에서 공감행동이 표출되는 경우를 직장 내 공감(compassion at work)이라 표현하였다. 또 이러한 직장 내 공감에 영향을 미치는 선행 조건으로서 조직시민성에 주목해 보았다. 조직 내 사람들 간에 조성된 관계의 질에 따라 공감의 형성 정도가 다를 수 있다는 여러 선행연구들에 기반하여(Lilius, Worline, Dutton, Kanov, & Maitlis, 2011; Dutton, Workman, & Hardin, 2014), 구성원들이 예의와 존중심을 갖추어 상대를 대하는 조직시민성이 확산되어 있다고 인식될 경우 이는 직장 내 공감의 발현과 확산에 긍정적 영향을 미칠 수 있는 중요한 한 선행 조건이 될 수 있을 것으로 판단하였다.

아울러, 본 연구에서는 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 관계를 조절하는 요인으로 상사의 포용적 리더십에 주목해 보고 있다. 조직시민성과 더불어, 구성원들이 열린 마음으로 언제든 함께 문제해결을 도모해 볼 수 있다고 여기는 상사가 함께 존재할 경우, 이는 직장 내 공감을 촉진시키는 또 다른 사회적 조건으로 작용될 수 있다. 이런 점에서 본 연구는 관련 선행연구들에 기반하여 직장 내 공감의 발현과정에서 상사의 포용적 리더십이 수행하는 역할을 조명해 보려고 한다. 또한 이러한 직장 내 공감의 효과성을 여러 측면에서 살펴볼 수 있겠지만, 본 연구에서는 그간 관련 선행연구들에서 활용되지 않았던 두 변수에 주목해 보고자 한다. 즉 본 연구에서는 역경을 극복하는데 일조하는 긍정적인 심리적 자본으로서의 회복탄력성과 함께, 직무에 대한 긍정적 태도인 직무열의라는 두 측면에서 직장 내 공감의 효과성을 실증해 보고자 한다. 요컨대, 본 연구는 조직 내에서 작동하는 치유의 메커니즘을 공감의 관점에서 살펴보고, 관련 변수 간 관계를 실증해 본 뒤, 그 관리적 함의와 시사점을 모색해 보는데 주요 목적을 두고 있다.

Ⅱ. 이론적 배경과 연구가설

2.1 직장 내 공감(compassion at work): 개념과 의의

2.1.1 공감의 개념 및 유사 개념과의 차이

공감은 다른 사람이 겪고 있는 고통이나 괴로움을 알아차리고, 그에 대해 동일한 느낌과 정서를 갖는 것은 물론, 그 아픔을 덜어주기 위해 응답행동을 취하는 일련의 대인관계 과정을 의미한다(Atkins & Parker, 2012; Lilius et al., 2008; Simpson, & Farr-Wharton, 2017). 이처럼 공감의 개념에는 대상자의 고통을 경감해 주기 위한 차원의 응답행동이 포함되는데, 이러한 응답행동에는 고통을 겪고 있는 사람에게 전하는 격려나 위로의 말 등 따뜻하고 이타적인 마음을 전하는 심리적 차원의 지원 행동 만이 아니라, 다양한 형태의 물질적 지원 형태가 포함될 수 있다(고성훈·문태원, 2012; Kahn, 1993).

하지만 현실적으로는 이러한 공감 개념과 상당히 중첩된 의미를 가지면서 흔히 혼용되어 쓰이고 있는 몇몇 개념이 있다. 먼저, ‘동감’(empathy)은 대상이 되는 누군가의 내면으로 들어가 그 사람의 입장을 취해 봄으로써, 그가 지닌 기쁨이나 슬픔의 감정 등을 자신의 것처럼 이해하고 느끼는 것을 말한다(Clark, 1987; 최형진 외, 2020). 이처럼 대상자의 감정을 같이 경험해 본다는 점은 동감과 공감 개념이 중첩된다. 하지만 동감은 슬픔이나 고통뿐만 아니라 기쁨과 같은 긍정적인 감정을 포함한 감정의 공유에 초점이 두어진 개념임에 비해, 공감의 경우에는 주로 대상자의 고통이나 괴로움 등 아픈 마음을 공유하면서 이를 덜어주기 위한 응답 행동을 포함하는 개념이라는 점에서 차이가 있다(Dutton et al., 2002; Kanov et al., 2004).

‘동정’(sympathy) 역시 통상적으로 공감과 엄밀히 구분되지 않고 쓰이는 대표적인 개념이다. 동정은 타인 지향적이며 이타적인 성향을 지니고, 고통을 겪고 있는 사람에 대하여 그 상황이 개선되기를 원하는 차원의 염려와 보살핌 행동을 보이는 것을 뜻한다(Dutton et al.,  2014; 최형진 외, 2020). 이처럼 동정 개념 역시 고통을 받거나 도움이 필요한 사람에 대한 관심으로 구성되는 정서적 반응이라는 점에서 공감과 유사하다(Decety & Chaminade, 2003). 하지만 동정 개념은 대개 사회적 약자(예를 들어, 어린이나 장애인 등)로 인식되는 사람들에게 더 많은 동정적 반응을 보이는 등 대상자의 지위에 민감하게 영향을 받으면서 활용되는 수가 많고, 그래서 동정은 많은 경우 강자가 약자를 지원한다는 동정 행위자의 우월적 인식으로 연결되기 쉽다(Clark, 1987). 이에 비해 공감은 대상자의 특정한 지위에 구애를 받음이 없이 고통받는 사람 누구에게든 일반적으로 적용될 수 있는 개념이란 점에서 차이가 있다(Kanov et al., 2004).

또 ‘연민’(pity)은 다른 사람이 겪고 있는 부당한 고통이나 불행에 대해 느끼는 고통스러운 감정을 의미한다. 즉 그 고통이 어쩌면 나에게도 일어날 수 있는 일로 여기면서 대상자가 겪는 고통의 감정과 동일시하는 등, 일련의 인지적 판단과정을 수반한다는 점에서도 연민은 공감과 유사한 면을 지니고 있다(Blowers, 2010). 하지만 연민은 자신도 과거에 이미 경험했거나 혹은 미래에 겪을 수 있다고 보는 부정적 사건에 대해 더욱 민감하게 반응하는 동병상련의 심리적 경향이 강한 개념인데 비해, 공감은 자신과 직접적 연관성이 없는, 휠씬 더 일반적인 경험이나 사건에도 적용될 수 있는 개념일 뿐만 아니라, 공감은 이러한 정서적 반응에 그치지 않고 응답행동으로 이어진다는 점에서도 연민 개념과 차이가 있다(최형진 외, 2020).

이러한 공감에 대한 초기 관심과 연구는 의료계에서 활발히 전개되었다. 많은 선행연구에서는 환자를 돌보고 치료하는 의료서비스 제공자의 관점에서, 공감의 중요성과 효과성 간의 관계를 연구하였다(MacBeth & Gumley, 2012: Perez-Bret, Altisent, & Rocafort, 2016 등). 그 후 긍정조직행동 혹은 긍정조직학을 지향하는 연구자들은 환자와 의료진 간의 특수한 관계 수준을 넘어 조직 내 구성원들 간의 다양한 상호작용 맥락에서 전개되는 공감의 역할에 주목하기 시작하였다. 이처럼 조직 내 업무수행맥락에서 동료 구성원이 처한 어려움이나 고통을 인지하고 그에 대해 반응할 때 이는 흔히 ‘직장 내 공감’(compassion at work)(Dutton et al., 2014) 또는 ‘직장생활 맥락에서의 공감’(compassion in organizational life)(Kanov et al., 2004)으로 표현되어 진다.

이와같이 단순히 개인 차원에서 이루어지는 공감을 넘어서, 조직 내 직무수행 맥락에서 다수의 구성원들에 의해 공유, 확산되는 직장 내 공감 행동은 조직의 효과성 차원에서도 상당히 중요한 의미를 가질 수 있다. 앞서도 지적한 바 있듯이, 조직은 그 구성원들에게 있어서 성취의 기쁨과 만족을 가져다주는 기회의 장(場)이기도 하지만, 종종 직무역할이나 근무여건의 변화과정 속에서 다양한 갈등과 어려움, 그리고 좌절과 실의를 경험하는 장소가 되기도 한다. 또한 사람들은 자신의 일상생활 속에서 직면하는 다양한 어려움과 괴로움을 조직 속으로 가져오기도 한다. 이처럼 다양하고 복잡한 요인에 기인하여 겪게 되는 고통은, 해당 당사자 개인의 심리적 불안정이나 혹은 결근 등으로만 그치지 않고, 많은 경우 조직 내 불필요한 갈등의 심화와 근무 분위기의 저하 등 다양한 형태로 전염될 수 있어서 문제가 될 수 있다. 이러한 측면에서 볼 때, 조직 내에서 누군가 어려움과 고통을 겪고 있다면, 이를 단순히 개인의 문제로만 치부할 것이 아니라 조직의 관점에서도 고려해야 할 필요가 있다. 그리하여 직장이 단순히 주어진 일만 하는 곳이 아니라, 그 과정 속에서 사람들 간에 보살핌과 공감을 주고받는 치유의 장소가 될 때, 구성원들은 자신의 일과 소속 조직에 대해 훨씬 더 긍정적인 의미부여를 하게 되고, 업무생산성 역시 크게 향상될 수 있을 것이다(Kanov et al., 2004). 직장 내 공감이 조직관리적 차원에서도 매우 중요한 의미를 가지는 이유는 바로 이 때문이다.

2.1.2 동적인 심리과정으로서의 공감

조직행동 영역에서 공감에 대한 연구가 본격적으로 이루어지기 시작하면서, 공감이 어떤 하위 심리 프로세스로 구성되어 있는지에 대한 논의가 활발히 진행되어 왔다. 공감연구를 선구적으로 주도했던 Kanov 등(2004)은 애초 세 가지 하위 프로세스를 제시하였다. 즉 다른 사람의 고통을 알아차리고(notice), 그 고통에 대한 감정적 반응을 경험하고(feel), 고통을 저감시키기 위하여 반응행동(respond)을 하는 것으로 공감의 심리적 과정을 설명하였다(Kanov et al., 2004). 그 후 Dutton 등(2006)과 Miller(2007) 역시 공감을 이러한 일련의 동적인 심리과정으로 파악하는 관점에 입각하여 공감의 3요소 구성이론을 제시한 바 있고, 이와 같은 관점은 공감을 다룬 일부 국내 연구에도 반영되어 있다(오아라 외, 2013).

하지만 Atkins & Parker(2012)는 이러한 공감의 3요소에 더하여 평가(appraisal) 요소를 추가해야 할 필요성을 제기하였다. 사람들이 누군가 고통받고 있다는 사실을 알게 되고 또 동감적 관심을 느끼게 되더라도, 그것이 반드시 공감적 행동으로 이어지지 않을 수 있을 뿐만 아니라, 오히려 경우에 따라서는 이를 무시하거나 심지어 분노 등의 부정적 감정으로 이어지는 상황이 있음을 지적하면서, 공감이 발생되는 심리적 메커니즘과 관련하여 평가라는 인지적 과정이 추가될 필요성이 있음을 제안하였던 것이다(Atkins & Parker, 2012). 이러한 제안 이후, 논자에 따라 ‘센스메이킹’(sensemaking)(Dutton et al., 2014), 혹은 ‘의미화’(making meaning)(Worline & Dutton, 2017) 등 여러 가지 이름으로 칭해졌지만, 공감 개념을 구성하는 기존의 3단계에 ‘평가’라는 인지적 단계가 추가된 4개의 하위 단계로 공감을 개념화하는 연구가 확산되기 시작하였다.

또한 Simpson & Farr-Wharton(2017)은 이처럼 공감을 4단계의 동적인 심리과정으로 파악하는 관점과 조작적 정의에 기반하여 공감 개념을 측정하는 새로운 측정도구인 NEAR를 개발함으로써 공감에 대한 정량적 연구의 토대를 제공하였다. 본 연구에서도 이러한 관점을 공유하면서 직장 내 공감에 대해 NEAR를 이용한 측정을 시도할 것이기에, 이하에서는 공감 개념을 구성하는 4개의 요소를 중심으로 공감의 핵심적인 심리과정을 간단히 고찰해 보고자 한다.

먼저, 주목하기(Noticing, N)는 조직 내 동료의 고통을 알아차리는 단계이다(Kanov et al., 2004). 이는 동적인 심리과정으로서 공감이 시작되는 단계인데, 만일 관찰자적 노력이 부족하거나 혹은 원활하지 못하여 동료의 고통이 주목되지 못하게 된다면 공감은 시작되지 못하고 그대로 중단될 수도 있다.

동감하기(Empathizing, E)는 고통이나 괴로움을 겪고 있는 사람의 처지를 상상하거나 느끼는 동감적 관심(empathic concern)을 가지는 과정을 의미한다(Kanov et al., 2004). 즉 조직 내 누군가의 어려움을 알아차리고 나서 느끼게 되는 애처로운 마음 상태에서 관심이 작동하는 단계이다. 많은 경우 동감하기 과정은, 공감 행위자가 타인의 고통이나 괴로움, 슬픔에 대하여 감정이입을 하는 과정으로 진행된다(오아라 외, 2013).

다음으로, 평가하기(Assessing, A) 과정은 동료가 겪고 있는 고통의 원인과 맥락을 이해하기 위한 이성적 해석 과정으로서의 특징을 가진다(Simpson & Farr-Wharton, 2017; Simpson, Farr-Wharton, & Reddy, 2020). 즉 평가하기는 동료가 겪는 고통의 상황을 인식하고 동감을 경험하면서도, 다른 한편으로 그러한 상황에 대한 인지적 평가 과정이 함께 이루어짐을 뜻한다. 이를테면 동료가 그러한 일이 발생된 사전 징후를 무시했는지, 혹은 상황 개선을 위한 스스로의 해결능력이 있는지(Simpson, Clegg & Pitsis, 2014), 그리고 여러 가지 상황을 종합해 볼 때 고통받고 있는 동료가 도움을 받을 자격이 있는 지(Atkins & Parker, 2012) 등에 대해 이루어지는 전반적인 인지적 평가과정을 의미한다. 따라서 비록 공감 행위자들이 느끼고 동감한 바에 있어서는 큰 차이가 없었다 하더라도, 이러한 평가의 결과 여하에 따라서 사람들의 개별적인 응답행동이 달라질 수 있게 된다(Atkins & Parker, 2012; Dutton et al., 2014).

마지막으로 응답하기(Responding, R)는 목격된 고통을 완화 또는 제거하거나, 최소한 고통을 이겨내는데 도움이 될 수 있는 위로와 격려 등을 전달하는 행동의 과정을 말한다(Lilius et al., 2008). 또한 앞서 지적한 바와 같이 이러한 공감적 응답행동에는 여러 형태의 물질적 지원이 포함될 수도 있다. 아울러, 공감적 응답행동에는 친사회적 행동이나 조직시민행동, 그리고 도움행동 등 다양한 사회적 지원 행동 형태가 포함될 수 있다. 하지만 비록 이러한 응답행동들이 발생되었다 하더라도 그러한 행동에 앞서 주목과 동감, 그리고 평가 등 공감의 3가지 심리적 과정이 선행 및 동반되지 않았다면, 그러한 행동들을 공감으로 보기는 어렵다(Kanov et al., 2004: 814). 왜냐하면 그러한 사회적 지원 행동이 공감의 표출로서 이루어진 것인지 아닌지를 구분하는 중요한 기준점은, 무엇보다 그러한 행동이 ‘고통에 대한 대응과정’에서 비롯되었는지 여부에 있기 때문이다(Worline & Dutton, 2017).

2.2 직장 내 공감의 촉진 조건: 조직시민성

공감에 영향을 미치는 선행 영향요인으로는 무엇보다 개인의 성격적 특성이나 기질 등을 들 수 있다(Dutton et al., 2014). 하지만 최근에는 이러한 개인 차원의 요인을 넘어서, 조직환경이나 업무 상황 등 공감을 촉진하는 조직 맥락적 요인들에 대한 연구 관심이 커지고 있다. 이러한 취지에서 볼 때, 직장 내 공감을 촉진하는 사회적 조건으로 조직 내에서 사람들 간에 형성되는 사회적 관계의 질(high-quality relationship)을 생각해 볼 수 있다. 조직 구성원들 간에 형성되는 우호적이고 긍정적인 사회적 관계는 일반적으로 관계 참여자의 상호이해력과 감정수용능력, 그리고 정서적인 전달력을 제고시켜 구성원들이 발휘하는 공감 역량에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있다. 실제로 여러 선행연구들은 조직 내 사람들 사이에 형성된 관계의 질에 따라서 공감의 형성 정도가 다르다는 사실을 확인해 주었다(Lilius et al., 2011; Dutton et al., 2014).

높은 수준의 긍정적인 사회적 관계가 내재하는 대표적인 특징 중 하나는 그 관계 참여자들이 일반적으로 상호 존중감을 많이 경험한다는 사실이다(박상언·김주상, 2021). 직장 내 질 높은 사회적 관계에 참여함으로써 경험하게 되는 이러한 상호 존중감은 그간 조직시민성(workplace civility)이라는 이름으로 연구되어 왔는데, 조직시민성이란 상호존중의 직장 내 규범에 따라 예의바름과 존중을 수반하여 직장 내 동료나 구성원들을 대하는 행동을 의미한다(Andersson & Pearson, 1999). 관련 선행연구들에 의하면, 시민성은 일반적으로 사회적 신뢰에 긍정적인 영향을 미치고(Antoci, Bonelli, Paglieri, Reggiani, & Sabatini, 2019), 조직시민성이 높은 사람은 따뜻함과 유능함을 가지고 있다고 인식되어 그에게 조언을 구하는 동료들의 행동이 많아진다는 사실이 관찰되었다(Porath, Gerbasi, & Schorch, 2015). 또 조직시민성이 잘 발휘되는 조건에서는 구성원의 직무소진이 감소되는 반면, 직무관련 태도는 긍정적으로 변화되는 효과가 있음이 확인되기도 했다(Leiter, Day, Oore, & Laschinger, 2012).

그렇다면 이러한 사회적 관계의 질을 나타내는 한 단면이라 할 수 있는 조직시민성은 직장 내 공감과 어떠한 영향 관계에 있으며, 또 그러한 관계는 구체적으로 어떠한 심리적 메카니즘을 통해 형성되는 것일까? 이에 대해서는 감정 및 자원을 기반으로 하는 두 가지 심리 메카니즘 이론을 들어 예측해 볼 수 있다. 먼저, 감정을 기반으로 한 심리적 메커니즘에 초점을 두는 정서적 사건이론(affective event theory) 관점에서 설명해 볼 수 있다. 주지하듯이, 정서적 사건이론은 개별 사건이 환기시키는 정서적 경험에 초점을 둔 이론으로서, 업무환경에서 벌어지는 다양한 일들, 즉 여러 사건(event)들이 불러일으키는 정서적 경험이 그들의 태도와 행동에 영향을 미치는 과정을 설명하고 있는 이론이다(Weiss & Cropanzano, 1996).

이 이론에 기대어 해석해 보자면, 조직 내에서 동료의 존중과 예의바른 행동 등 하나의 사건으로서의 조직시민성을 경험한 사람은 그에 따라 긍정적 정서를 경험할 가능성이 크고, 그에 따라 직장 내 동료들에 대해서도 호의적이고 이타적인 차원의 감정을 키워가질 가능성이 크다고 볼 수 있다. 따라서 이러한 구성원들일수록 동료의 어려운 처지나 고통에 대한 민감성이나 감정수용능력이 클 수 있어서 동료들에 대해 공감의 정서를 공유해 갈 가능성도 그만큼 더 커진다고 예상해 볼 수 있다. 심지어 한 연구에 따르면, 조직이 수행하는 일반적인 CSR 활동조차도 해당 구성원들에게 있어서는 소속 조직의 긍정적인 모습을 경험하는 사건으로 인지되어, 이들의 정서적 몰입반응과 함께 공감적 행동을 촉진하는 효과가 있음이 확인되기도 하였다(Moon et al., 2014). 그러므로 이러한 추론과 관련 실증연구들에 기반해 볼 때, 조직시민성은 직장 내 공감에 긍정적인 영향을 미칠 가능성이 크다고 예상해 볼 수 있다.

한편, 조직시민성과 직장 내 공감 간의 관계에 대해 자원에 기반한 심리적 메커니즘에 초점을 두고 자원보존이론(conservation of resources theory)에 기반하여 추론해 볼 수도 있다. 자원보존이론의 기본 설명 기조는, 개인은 자신이 소중하다고 가치부여한 것들을 ‘자원’으로 인식하고, 이를 획득 및 보존하고자 하는 강력한 의향을 가지고 있다는 데에서 출발한다(Hobfoll, 1989). 그런데 이처럼 가치있게 평가되는 자원은 대개 개인들에게 무한정 보유되어 있지 않은 경우가 많다. 또 이미 확보된 자원들도 조직 안팎에서 발생되는 다양한 스트레스 요인들에 의하여 손실될 위협에 처할 수도 있지만, 그 반대로 사람들 간의 긍정적인 상호작용에 의하여 자원이 추가로 보완될 수 있는 여건이 만들어지기도 한다(Hobfoll, 1989). 이를테면, 감정노동자들이 그들을 존중하며 예의를 갖추어 행동하는 고객을 응대하는 경우, 이들은 자신이 가치있다고 느끼면서 성취감과 자신감을 경험하게 된다. 이러한 성취감과 자신감은 감정노동자의 중요한 심리적 자원에 해당하기에, 업무수행 과정에서 이러한 자원을 추가로 획득하고 보유하게 되는 감정노동자들은 그렇지 않은 경우보다도 내심을 반영한 심층행동을 할 가능성이 커질 수 있다(채연주·양경욱, 2020).

이러한 취지에서 볼 때, 조직시민성 역시 구성원들이 동료들에 대해 공감 역량을 발휘하기 위한 의미있는 자원으로 기능할 수 있다. 즉 평소 업무수행과정에서 구성원들의 조직시민성을 많이 인지하거나 경험한 사람은 그들과 돈독하고 친밀한 사회적 관계를 구축해 갈 가능성이 크고, 이렇게 구축된 사회적 관계의 질은 그 자체가 하나의 관계 자원으로 기능할 뿐만 아니라, 동료들로부터 받은 존중감과 인정감은 심리적, 정서적 자원으로도 작용하여 다른 동료들의 곤궁과 어려움에 대해 더 많은 관심과 감수성을 표명할 여지와 가능성이 커질 수 있는 것이다. 이처럼 조직 내 사회적 관계의 질을 구성하는 한 측면인 조직시민성은 구성원들에게 긍정적인 정서 경험을 유인하는 하나의 정서적 사건으로서든, 아니면 관계 자원으로서든, 어려움에 처한 동료에 대해 공감 행동을 발휘하게끔 촉진하는 하나의 사회적 조건으로 작용되어질 수 있다. 이러한 추론에 기반하여 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 설정하고 이를 실증해 보기로 한다.

가설 1. 구성원의 조직시민성 인식은 이들의 직장 내 공감과 정(+)의 영향관계에 있을 것이다.

2.3 직장 내 공감의 효과성과 매개효과

공감의 효과성을 실증해 준 연구는 아직 그리 많지 않지만, 몇몇 연구들에 의하면 조직 내 공감이 산출하는 여러 측면의 긍정적인 효과를 확인해 볼 수 있다. 즉 직장 내 공감은 조직 내 구성원들 간에 긍정적 정서를 조성하여 정서적 몰입을 증대시키는 것은 물론(Lilius et al., 2008; Miralles-Amenteros, Chiva-Gomez, Roriguez-Sanchez, & Barghouti, 2021), 에너지와 동기부여의 원천으로 작용하는 긍정적인 정체성 형성에도 기여하며(고성훈·문태원, 2012), 또 구성원의 웰빙감을 높이는 효과가 있음이 확인되어 왔다(Simpson & Farr-Wharton, 2017). 이에 본 연구에서는 그간 관련 선행연구들에서 활용되지 않았던 다른 효과성 변수를 설정하여 직장 내 공감의 효과성을 확인해 보고자 한다.

먼저, 본 연구에서 주목한 첫 번째 변수는 회복탄력성(resilience)이다. 회복탄력성은 역경과 불확실성, 갈등과 실패 등 부정적인 상황뿐만 아니라, 보직이동이나 그에 따른 책임의 증가 등 새로운 변화의 발생으로 인해 생기는 심리적 부담으로부터 신속하게 회복할 수 있는 긍정적인 심리적 자원을 의미한다(Luthans, 2002: 702). 일반적으로 회복탄력성이 높은 사람들은 업무부담감과 스트레스 등 부정적인 감정 상태로부터의 회복이 신속, 용이하게 이루어지며(Tugade, Fredrickson, & Feldman Barrett, 2004), 자기효능감과 내재적 동기, 그리고 번영감과도 긍정적인 관계를 갖는 것으로 알려져 왔다(전무경·김학수, 2020: Kleine, Rudolph, & Zacher, 2019).

직장에서 공감이 활성화될 경우, 곤경과 실의에 빠져있던 직원도 동료들로부터의 심리적, 물질적 지원을 통해 큰 힘을 얻을 수 있지만, 공감을 실행한 사람들 역시 공감이 산출하는 여러 긍정적인 정서 경험을 통해 자신도 비슷한 어려움에 처할 경우 얼마든지 도움을 받을 수 있을 것이라는 심리적인 안정감과 동료의식의 상승, 그리고 자신감 등을 경험할 수 있다. 실제로 한 연구에 따르면, 공감은 트라우마로부터 직접적인 영향을 받는 사람들의 고통을 줄일 수 있을 뿐 아니라, 공감이 회복탄력성 측면에 미치는 이러한 긍정적 영향은 공감적 행동을 목격하거나 혹은 그에 직간접적으로 참여하는 사람들에게도 마찬가지로 나타난다는 사실을 확인해 주었다(Dutton et al., 2002). 또한 의료진을 대상으로 한 다른 연구에서도 업무수행 과정에서 발생되는 상호공감은 이들의 사기진작과 회복탄력성의 향상에 기여한다는 사실이 확인되었다(Simpson et al., 2020). 이러한 논의와 선행연구들에 기반해 볼 때, 직장 내 공감이 확산될수록 해당 조직 구성원들의 회복탄력성에 긍정적인 영향이 미칠 것을 예상해 볼 수 있다.

한편, 직장 내 공감은 이들의 직무관련 태도에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있다. 직무열의(work engagement)는 직무에 임하는 구성원의 긍정적인 마음가짐(state of mind)을 뜻한다. 즉 직무열의란, 업무를 수행함에 있어 자신이 가지고 있는 에너지를 모두 아낌없이 투입하고자 하는 정서적 상태로서, 활력이 넘치고, 헌신적이며, 그럼으로써 온전히 일에 몰두하는 것을 의미한다(Kahn, 1990; Schaufeli, Salanova, González-Romá, & Bakker, 2002). 지금까지 관련 선행연구들은 직무열의가 높을수록, 직무만족과 조직몰입, 그리고 조직시민행동이 향상되는 반면, 이직의도는 낮게 나타남을 보여주었다(Saks, 2006; Bakker & Albrecht, 2018).

일찍이 Kahn(1990)은 조직 구성원들이 자신의 직무에 몰입하고 헌신하기 위해서는 자신의 일과 업무여건을 어떻게 지각하고, 어떠한 심리적 경험을 갖는 지가 매우 중요하다는 사실을 강조한 바 있다. 그에 의하면, 직무열의와 관련해서는 특히 심리적 의미성, 심리적 안전감 그리고 심리적 가용성 등 3가지 심리적 조건이 갖춰지는 것이 중요한데(Kahn, 1990: 703), 직장 내 공감이 활성화되어 상호 신뢰와 동료의식이 제고된 직무현장은 이러한 일련의 심리적 조건들의 확보에도 긍정적인 기여를 할 가능성이 크고, 그에 따라 구성원들이 가지는 일에 대한 의미와 태도에도 긍정적인 영향을 미칠 가능성이 크다고 예상해 볼 수 있다. 이러한 추론에 기반하여 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 2-1. 직장 내 공감은 구성원들의 회복탄력성과 정(+)의 영향관계에 있을 것이다.

가설 2-2. 직장 내 공감은 구성원들의 직무열의와 정(+)의 영향관계에 있을 것이다.

다음으로, 본 연구에서는 직장 내 공감이 선행 영향조건으로서의 조직시민성과, 회복탄력성 및 직무열의 등 효과성 요인 간의 관계를 매개할 것이라는 가설을 설정하고, 이를 추가로 검증해 보고자 한다.

앞서 가설 1의 도출과정에서 논한 바와 같이, 조직 내 사회적 관계의 질을 구성하는 한 측면으로서의 조직시민성은 상호 존중과 예의를 갖춘 응대 등을 통해 구성원들의 긍정적인 정서 경험을 확산시킴으로써 여러 면에서 직장 내 공감이 발현되기 쉬운 사회적 맥락과 조건을 제공하게 된다. 또한 가설 2의 설정 배경에서 논한 바와 같이, 동료 직원들이 겪고 있는 어려움과 고통에 대해 따뜻한 동료애와 정서적 감수성을 가지고 공감행동을 보이는 것은 공감의 대상자나 수행자 모두에게 신뢰와 동료의식, 활력과 관계 에너지(relational energy), 그리고 사회적 자발성을 고취시킴으로써 이들 모두의 회복탄력성과 직무열의를 제고시키는 결과가 야기될 가능성이 크다. 그러므로 이러한 두 가설의 추론 근거를 논리적으로 연결해 볼 경우, 직장 내 공감은 조직시민성과 같은 관계 자원이 구성원 개인의 회복탄력성과 직무열의에 미치는 긍정적 영향을 활성화하고 이를 매개하는 중요 경로이자 심리 및 행동적 메카니즘으로 작용될 가능성이 크다고 볼 수 있다.

더욱이 공감과 같은 미덕(virtuousness)은 흔히 증폭효과를 가지기 쉽다는 또 다른 논의는 직장 내 공감의 이러한 매개효과 가능성을 더욱 강하게 뒷받침해 준다. 사람들은 일반적으로 미덕 행위를 목도할 경우, 그에 대해 긍정적인 감정과 매력을 느끼고 이를 따라 하려는 유인 동기를 갖기 쉽다(Bright, Cameron, & Caza, 2006). 그리하여 선한 행동은 곧 다른 선한 행동을 불러일으키기 쉬워서, 미덕의 증폭효과가 발생하게 되는 것이다(Cameron, Bright, & Caza, 2004). 이러한 논리에 비추어 보더라도, 구성원들 간에 예의와 상호존중감이 배태된 사회적 관계는 또 다른 미덕 행동인 공감 행동을 촉진시키는 좋은 조건이 될 수 있고, 그 결과 조직 내 공유 및 확산된 공감은 구성원들의 자신감과 회복탄력성, 그리고 자신의 일에 대한 자발적 열의를 향상시킬 개연성이 크다. 직장 내 공감의 이러한 매개역할을 확인해 주는 실증연구는 아직 많지 않다. 하지만 Nazir & Islam(2000)은 기업의 CSR 활동을 통해 형성된 구성원들의 긍정적 정체성이 그들의 직무열의에 미치는 영향관계에서 공감이 수행하는 매개역할을 실증한 바 있다. 이상의 논의에 기반하여, 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 3-1. 직장 내 공감은 구성원들의 조직시민성 인식과 회복탄력성 간의 관계를 매개할 것이다.

가설 3-2. 직장 내 공감은 구성원들의 조직시민성 인식과 직무열의 간의 관계를 매개할 것이다.

2.4 포용적 리더십의 조절효과

최근 다양한 리더십 개념이 주목받고 있지만, 공감의 개념이나 그 발현 메카니즘을 감안할 때 개념적 친화성이 큰 경우가 바로 포용적 리더십(inclusive leadership) 개념이다. 포용적 리더십은 조직 구성원들과의 상호작용에서 리더가 개방성과 접근성, 그리고 가용성을 보여주는 것을 강조하는 리더십 개념이다(Carmeli, Reiter-Palmon, & Ziv, 2010). 즉 구성원들이 자신들의 상사가 열린 마음을 가지고 있고, 어렵지 않게 찾아갈 수 있으며, 또 문제를 해결하는데 유용한 방법을 함께 논의할 수 있다고 여길 때 포용적 리더십이 발휘되고 있다고 보는 것이다. 리더가 이처럼 포용적으로 구성원들을 대할 때, 특히 조직 내 낮은 지위의 사람들은 스스로가 리더의 지지를 받고 있다고 느끼고 또 자신들을 팀의 중요한 구성원으로서 인정해주고 있다고 믿게 됨으로써 리더의 효과성이 발휘되게 된다. 이런 취지에서 포용적 리더십은 ‘다른 사람을 인정하는 리더의 말과 행동으로 구성원의 기여를 이끌어내는 리더십’으로 정의될 수 있다(Nembhard & Edmondson, 2006).

그렇지만 포용적 리더십을 이와 조금은 다르게 개념화하는 주장도 있다. Shore, Randel, Chung, Dean, Ehrhart, & Singh(2011)에 의하면, 포용이란 ‘사람들이 갖고 있는 두 가지 보편적인 욕구, 즉 소속감(belongingness)과 개별성(uniqueness)을 동시에 존중하고 수용하는 것’을 의미한다(Shore et al., 2011: 1265). 포용성에 대한 이러한 개념화 아래, 이들은 최적 독특성 이론(optimal distinctiveness theory)을 들어 포용적 리더십 개념의 논거를 제시하고 있는데, 사람들은 대개 자신의 고유한 개성과 독특성이 상실되지 않으면서도, 자신이 속한 집단에 적정 또는 최적(optimal)의 수준으로 포함되고 소속되기를 원하는 욕구를 동시에 가지고 있다고 본다. 이처럼 한편으로는 소속감(강하고 안정적인 대인관계 형성/유지)에 대한 욕구와 다른 한편으로 개별성(자신의 고유한 자아감 보존/유지)에 대한 욕구 간의 긴장된 균형상태를 잘 유지할 수 있도록 도와주는 리더십이 바로 포용적 리더십이라는 것이다(Randel, Galvin, Shore, Ehrhart, Chung, Dean, & Kedharnath, 2018).

이러한 포용적 리더십은 구성원들이 느끼는 심리적 안전감 형성에 직접적으로 기여할 뿐만 아니라(Hirak, Peng, Carmeli, & Schaubroeck, 2012), 혁신업무행동과 정서적 몰입, 발언행동 등 다양한 효과성 측면들과 유의한 영향관계에 있음이 확인되어 왔다(Javed, Naqvi, Khan, Arjoon, & Tayyeb, 2019; 김상범·이상호·이서진, 2022; 임현명·정원호, 2016). 또 포용적 리더십의 발휘는 특히 문화적인 배경이나 전문성 배경이 다양한 구성원들로 구성된 조직에서 다양성에 기반한 시너지적 성과를 창출하는데 있어서 유효한 것으로 지적되어 왔다(Ashikali, Groeneveld, & Kuipers, 2021).

하지만 포용적 리더십과 공감 간의 영향관계를 확인한 선행연구는 아직 찾아 보기 어렵다. 그렇지만 앞서 살펴본 포용성 리더십 개념의 주요 특성을 감안할 때 직장 내 공감과의 논리적인 친화성은 충분해 보인다. Carmeli 등(2010)이 강조한 바 있듯이, 부하 직원들이 상사의 개방성과 접근성, 그리고 가용성 등 포용적 리더십을 구성하는 여러 속성들을 높게 지각할 경우, 이러한 리더십이 발휘되는 조직 상황은 구성원들 간에 공감이 더욱 쉽게 활성화될 수 있는 사회적 관계를 고무시킬 수 있다. 즉 상사의 포용적 리더십 발휘로 인해 조직 내 상하위 동료들 간에 개방적 상호관계가 형성되고, 서로에게 허물없이 가까이 다가갈 수 있으며, 무언가 도움이 필요할 때 서로에게 어렵지 않게 도움을 청하고 받을 수 있는 분위기가 조성된다면, 이는 직장 내 공감이 보다 쉽게 발현될 수 있는 사회적 조건이 될 것이다. 특히 공감이 발현되기 위해서는 구성원의 어려운 처지나 고통을 알아차리는 ‘주목하기’ 단계가 잘 활성화되는 것이 중요한데, 해당 조직이나 부서의 전체 업무성과뿐만 아니라 구성원 개개인이 가진 개별적이고 남다른 조건에 대해 적절하고 균형있게 관심을 기울이는 상사의 포용적 리더십 발휘는 직장 내에서 이러한 공감이 적시에 발현되도록 만드는 또 다른 촉진 조건으로 작용될 수 있을 것이다.

이러한 취지에서 볼 때, 앞서 가설 1에서 예측해 본 조직시민성 인식과 직장 내 공감 사이의 정(+)적인 영향관계는 특별히 상사의 포용적 리더십에 대한 인식이 낮을 때보다 높을 때 더 강하게 나타날 것으로 예측해 볼 수 있다. 즉 조직시민성이 높게 인지되는 기존의 사회적 관계에 더하여, 상사의 리더십 스타일이 포용적이라고 인식될수록 구성원들의 공감행동은 더욱 잘 활성화될 수 있는 반면, 이와는 달리 자신들의 상사가 포용적이지 않고, 구성원 개개인이 처한 조건이나 형편에 대해 이를 무시하거나 혹은 무관심한 스타일이라면 이들의 공감행동은 자칫 위축되거나 적어도 쉽게 확산되기 어려울 수 있을 것이다. 이러한 취지에서 포용적 리더십의 조절효과와 관련하여 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 4. 구성원들이 지각하는 상사의 포용적 리더십은 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 관계를 조절할 것이다. 구체적으로, 구성원들이 상사의 포용적 리더십을 크게 지각할수록 조직시민성 인식이 직장 내 공감에 미치는 정(+)의 영향관계는 강화되어 나타날 것이다.

지금까지 제시한 일련의 연구가설들을 모형화하여 제시하면 <그림 1>과 같다. 이러한 연구모형을 전제로 하여, 본 연구에서는 직장 내 공감의 매개효과가 상사의 포용적 리더십에 의해 조절되는지 여부를 추가적으로 확인해 보고자 한다. 앞서 조직시민성이 직장 내 공감을 통해 구성원들의 회복탄력성과 직무열의에 영향을 줄 것으로 예측한 바 있다(가설 3). 또한 그 과정에서 구성원들에 의해 지각된 상사의 포용적 리더십은 조직시민성과 직장 내 공감 간의 영향관계를 조절할 것으로 예측하였다(가설 4). 이러한 논의를 통합해 볼 때, 조직시민성과 회복탄력성 및 직무열의 간의 관계에서 직장 내 공감이 보여주는 매개효과 역시 상사의 포용적 리더십에 의하여 조절될 가능성이 충분히 있다고 보인다. 따라서 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 설정하여 직장 내 공감의 조절된 매개효과를 추가적으로 확인해 보기로 한다.

가설 5-1. 구성원들이 지각하는 상사의 포용적 리더십은 이들의 조직시민성 인식과 회복탄력성 사이에서 직장 내 공감이 나타내는 매개효과를 조절할 것이다. 구체적으로, 직장 내 공감의 매개효과는 구성원들이 상사의 포용적 리더십을 크게 지각할수록 더 강하게 나타날 것이다.

가설 5-2. 구성원들이 지각하는 상사의 포용적 리더십은 이들의 조직시민성 인식과 직무열의 사이에서 직장 내 공감이 나타내는 매개효과를 조절할 것이다. 구체적으로, 직장 내 공감의 매개효과는 구성원들이 상사의 포용적 리더십을 크게 지각할수록 더 강하게 나타날 것이다.

<그림 1> 연구모형

Ⅲ. 연구방법

3.1 표본과 자료수집

본 연구의 실증조사는 정보전자소재 제조회사인 L사의 정규직 사원을 대상으로 실시되었다. 설문자료의 수집은 동일한 응답자를 대상으로 3주간의 시차를 두고 두 차례 진행되었다. 1차 측정 시에는 독립변수인 조직시민성과 조절변수인 포용적 리더십을 측정하였고, 3주 뒤에 진행된 2차 설문조사에서는 매개변수인 직장 내 공감과 함께 종속변수인 회복탄력성 및 직무열의를 측정하였다. 3주의 시간 간격을 둔 것은, 동일한 응답 원천을 대상으로 동일시점에 모든 변수를 한 번에 측정할 경우 발생될 수 있는 동일방법편의(common method bias)의 문제를 가급적 최소화하기 위함이었다(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003).

설문 응답자의 인구통계학적 특성을 간단히 살펴보면, 성별은 남자 286명(82.9%), 여자 59명(17.1%)이고, 연령은 평균 39.3세, 표준편차는 8.3세이다. 학력은 고졸 43명(12.5%), 전문대졸 56명(16.2%), 대졸 197명(57.1%), 대학원졸 49명(14.2%)이다. 결혼여부에 따른 표본 구성은 미혼 99명(28.7%), 기혼 246명(71.3%)이고, 직급은 사원 59명(17.1%), 선임 75명(21.7%), 책임 175명(50.7%), 팀장 36명(10.4%)으로 구분되었으며, 직군의 분포는 생산직 95명(27.5%), 영업직 19명(5.5%), 기술직 58명(16.8%), 지원직 173명(50.1%)이다. 응답자의 평균 근속기간은 131.9개월, 표준편차는 110.7개월로 나타났다. 또한 자신의 상사와 함께 근무한 기간은 평균 33.1개월로 나타났는데, 이 정도의 기간은 응답자가 상사의 포용적 리더십을 평가함에 있어서 충분한 시간이라고 판단하였다.

3.2 변수의 측정

본 연구의 모든 설문문항들은 ‘전혀 그렇지 않다(1)’에서 ‘매우 그렇다(7)’ 까지의 7점 척도로 측정되었다.

3.2.1 조직시민성 인식

조직시민성이란 존중과 예의를 갖추어 동료를 대하는 행동을 의미한다(Andersson & Pearson, 1999). 본 연구에서는 이에 대한 구성원의 인식을 측정하기 위하여 Meterko, Osatuke, Mohr, Warren, & Dyrenforth(2007)이 개발한 8개 문항을 활용하였다.

3.2.2 직장 내 공감

앞서 설명한 바와 같이, 직장 내 공감은 구성원들이 소속 조직 내 누군가의 고통을 알아차리고 동감하며, 그에 대해 평가 및 응답하는 일련의 행동과정을 의미한다(Atkins & Parker, 2012). 아직 공감에 관한 실증연구가 많지는 않지만, 그나마 공감을 측정한 그간의 선행 연구들은 대부분 Lilius 등(2008)이 개발한 척도를 활용해 왔다. 그런데 해당 척도는 업무수행 중 상사와 동료로부터 공감을 어느 정도 경험하는가를 묻는 단 3문항으로 구성되어 있어서, 앞서 논한 4단계의 동적인 심리과정으로서의 공감 개념을 제대로 반영한 측정이 이루어지기는 어려웠다고 볼 수 있다.

따라서 본 연구에서는 기존 측정도구의 한계를 극복하고 또 동적인 심리과정으로서의 공감 개념에 충실한 측정을 위하여, Simpson & Farr-Wharton(2017)이 개발한 NEAR 문항들을 이용하여 직장 내 공감을 측정하였다. NEAR 측정도구는 공감의 단계별로 주목하기(N) 6문항, 동감하기(E) 5문항, 평가하기(A) 4문항, 응답하기(R) 6문항 등 총 21개 문항으로 구성되어 있다.

3.2.3 포용적 리더십

포용적 리더십은 ‘다른 사람을 인정하는 말과 행동으로 구성원의 기여를 이끌어내는 리더십’으로 정의된다(Nembhard & Edmondson, 2006). 본 연구에서는 포용적 리더십을 측정하기 위하여 Carmeli 등(2010)이 개발한 9개 문항을 활용하였다.

3.2.4 효과성 변수: 회복탄력성 및 직무열의

회복탄력성은 역경과 불확실성 등 부정적인 상황을 극복하거나 혹은 심리적으로 부담을 주는 새로운 변화 상황에 신속히 적응하기 위해 기운을 회복하도록 도와주는 긍정적인 심리 자원을 의미한다(Luthans, 2002). 본 연구에서는 회복탄력성을 측정하기 위하여 Luthans, Avolio, Avey, & Norman(2007)이 개발한 6개 문항을 활용하였다.

직무열의는 업무를 수행함에 있어서 자신의 에너지를 아낌없이 투입하고자 하는 정서적 상태를 의미한다(Schaufeli et al., 2002). 본 연구에서는 직무열의를 측정하기 위하여 Schaufeli, Bakker & Salanova(2006)이 개발한 9개 문항을 활용하였다.

3.2.5 통제변수

본 연구와 동일하거나 유사한 변수들을 분석했던 선행연구들을 참조하여, 응답자의 성별, 연령, 결혼여부, 근속기간, 상사와의 동시 근속기간, 학력, 직급, 직군 등을 통제변수로 도입하였다(전무경·김학수, 2020; 박상언·김주상, 2021; Nembhard & Edmondson, 2006; Luthans et al., 2007).

이와 함께 본 연구에서는 Watson, Clark, & Tellegen(1988)이 개발한 PANAS 척도를 활용하여 응답자의 긍정적 및 부정적 정서성을 측정하고 이를 통제변수로 반영하였다. 개인의 정서성은 행동의 한 원인으로도 작용할 수 있기에, 응답자의 긍정적 및 부정적 정서성이 설문 응답에 체계적인 영향을 미치는 것을 통제하기 위함이다(박홍석·이정미, 2016).

3.3 타당도 및 신뢰도 분석

먼저, 직장 내 공감 변수는 주목(N), 동감(E), 평가(A), 응답(N) 등 4개의 하위차원을 가진 구성개념일 뿐만아니라, 본 연구가 이 변수를 측정하기 위해 NEAR 측정도구를 국내에서 처음 활용하는 경우이기에 탐색적 요인분석을 먼저 실시해 보았다. 분석 결과, 직장 내 공감 변수는 4개 요인으로 구분되었으며, 이러한 요인분석 과정에서 요인적재량값이 .6 에 미치지 못한 주목하기(N) 1개 문항과 평가하기(A) 1개 문항 등 2문항이 제거되었다(Bagozzi & Yi, 1988).

다음으로, 가설검증을 위한 일련의 회귀분석시 직장 내 공감을 하나의 통합된 변수로 분석에 투입하기 위하여, 직장 내 공감 개념을 하나의 요인으로 간주할 수 있는지를 확인하기 위한 고차요인 분석을 실시하였다. 확인적 요인분석을 통하여 4개의 하위 차원을 상위 구성개념인 직장 내 공감으로 묶은 고차요인 모형을 분석한 결과, 해당 모형의 적합도 지수가 기준을 충족시킴을 확인하였다(χ2=332.396, df=148 p=.000, 표준 χ2=2.246, IFI=.971, TLI=.967, CFI=.971, RMSEA=.060). 이에 따라 직장 내 공감을 고차요인으로 반영하고, 연구모형에서 고려가능한 대안적 모형 전체에 대한 확인적 요인분석을 실시한 결과, <표 1>에서와 같이 5요인 모형이 가장 양호한 모형적합도를 보이는 것으로 확인되었다. 모형적합도 및 집중타당도 검증 과정에서 조직시민성 인식 1개, 포용적 리더십 2개, 회복탄력성 1개, 직무열의 2개 문항의 제거가 필요하였으나, 이를 반영한 최종 수정 모형의 적합도는 χ2=701.127, df=395, p=.000, 표준 χ2=1.775, IFI=.955, TLI=.950, CFI=.955, RMSEA=.047 등으로 나타나 다른 모형과 비교할 때 가장 양호한 모형적합도임을 확인할 수 있었다. 참고로, 측정문항의 수가 12개 이상이고, 분석에 반영된 표본의 수가 250개 이상일 때, CFI가 .92 이상인 상태에서 RMSEA .07 미만 등이 적합도 기준으로 제시된 바 있다(Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2010). 이에 본 연구는 NEAR 측정도구를 처음 활용하여 직장 내 공감을 측정했던 선행연구와 마찬가지로 직장 내 공감을 단일 구성개념으로 간주하고(Simpson & Farr-Wharton, 2017), 이후 가설 검증을 위한 분석에 있어서는 직장 내 공감을 하나의 요인으로 분석에 투입하였다.

<표 1> 확인적 요인분석을 통한 모형적합도 비교

구분	X2	df	X2/df	IFI	TLI	CFI	RMSEA
모형 1	3997.404	405	9.870	.475	.433	.472	.161
모형 2	2317.970	404	5.738	.720	.697	.719	.117
모형 3	1824.249	402	4.538	.792	.774	.791	.101
모형 4	1278.957	399	3.205	.871	.859	.871	.080
모형 5	1247.913	399	3.128	.876	.864	.875	.079
모형 6	701.127	395	1.775	.955	.950	.955	.047

모형 1 (1요인 모형): 모든 항목들이 1요인에 적재

모형 2 (2요인 모형): 조직시민성인식+포용적리더십+직장내공감(고차요인), 회복탄력성+직무열의

모형 3 (3요인 모형): 조직시민성인식+포용적리더십, 직장내공감(고차요인), 회복탄력성+직무열의

모형 4 (4요인 모형): 조직시민성인식, 포용적리더십, 직장내공감(고차요인), 회복탄력성+직무열의

모형 5 (4요인 모형): 조직시민성인식+포용적리더십, 직장내공감(고차요인), 회복탄력성, 직무열의

모형 6 (5요인 모형): 조직시민성인식, 포용적리더십, 직장내공감(고차요인), 회복탄력성, 직무열의

최종 선택된 모형의 집중타당도와 개념신뢰도 및 내적일관성 지표는 <표 2>에 요약되었다. 먼저 집중타당도는 요인적재량과 평균분산 추출값을 통하여 검증하였다. 모든 문항들의 요인적재량은 .6을 상회하고 유의수준도 .000 수준을 보이고 있어, Bagozzi & Yi(1988)의 기준을 충족하였다. 또한 평균분산추출(AVE)값도 .5를 상회하여 Fornell & Larcker(1981)의 기준을 충족하였다. 개념신뢰도 및 내적 일관성(Cronbach’s α) 역시 Hair 등(2010)이 제시한 .7 이상의 기준을 충족하는 것으로 확인되었다. 한편 판별타당도의 검증은 평균분산추출의 제곱근 값을 모형에 반영된 변수들 간의 상관계수 값과 비교하여 살펴보았다. 뒤에 제시되는 <표 3>에서 볼 수 있듯이, 각 변수의 평균분산추출의 제곱근 값은 변수들 간 상관계수보다 더 큰 것으로 나타나 기준에 부합하는 것으로 확인되었다.

<표 2> 연구변수들에 대한 신뢰도 및 타당도 분석결과

항 목			표준	개념 신뢰도	평균	Cronbach's α
변수명		문 항	요인		분산
			적재량		추출값
		나와 구성원들은 상호 존중하는 마음으로 대함	.736
		구성원들간 팀웍과 협동심이 있다고 생각	.805
		구성원들간 갈등이 생기더라도 공정하게 잘 해결 된다고 생각	.790
조직시민성 인식		구성원들은 내가 도움이 필요할 때 의지처가 되어 줄 수 있음	.723	.956	.756	.911
		구성원들은 서로 간 차별을 하지 않는다고 생각	.783
		구성원들은 다양성을 이해하고 협력한다고 생각	.767
		구성원들은 개인 간의 차이를 서로 존중함	.800
		나의 상사는 업무개선 방법을 제안 시 경청	.782
		상사는 열린 마음으로 목표공유, 달성방법 협의	.795
포용적		상사는 문제가 발생했을 때 해결방안 논의 가능	.856
리더십		상사는 필요할 때 쉽게 도움받을 수 있는 사람임	.876	.961	.778	.923
		나의 상사는 업무관련 전문영역에서 조언이 가능	.715
		상사는 나의 상담요청에 기꺼이 응해 줌	.811
		문제 발생 시 나는 상사와 편하게 상의 가능	.761
		그 사람의 괴로움을 잘 알아차리는 편임	.810
	주목	그러한 징후를 잘 알아차리는 편임	.872
	(N)	그의 괴로움에 대해 관심을 보임	.843 .672*	.942	.765	.937
		이러한 상황을 잘 감지하는 편임	.917
		그러한 상황이 생긴 것을 잘 인지함	.889
		마치 자신의 아픔처럼 동감함	.798
	동감	그의 아픔에 연결된 것처럼 느낌	.847
직장	(E)	대개 그 고통을 함께 느끼고 아파함	.918 .759*	.943	.767	.939
내		심정적으로도 같은 감정을 가지게 됨	.910
공감		그 어려운 상황을 같이 겪는 것처럼 괴로움	.877	.884*	.656*	.839*
	평가	그러한 일이 빚어진 원인이 무엇인지 알아보려함	.854
	(A)	미리 짐작할 만한 일이 있었는지 알아보고자 함	.926 .768*	.854	.663	.879
		그 사람의 귀책은 어느 정도일지도 알아보고자 함	.747
		괴로움을 덜 수 있는 실질적 조치를 취하려 함	.872
	응답	관심에 그치지 않고 어떻게든 반응하려고 함	.885
	(R)	필요한 행동(조치)을 취하려고 함	.917 .810*	.960	.800	.957
		그 괴로움을 처리하려고 함	.897
		그 문제를 함께 해결하고자 참여함	.900
		그 문제를 규명하고 대처하려 함	.867
		나는 업무상 어려운 일을 극복하기 어려움(R)	.655
		일할 때 겪는 어려움을 어떻게든 잘 해결함	.847
회복탄력성		나는 혼자 힘으로도 일을 해결할 수 있음	.835	.924	.710	.876
		나는 극복에 도움이 되는 다양한 경험이 있음	.852
		나는 한 번에 여러 업무들을 처리할 수 있음	.657
		나는 일을 할 때, 활력감을 느낌	.813
		나는 출근하는 것이 즐겁다는 생각이 듬	.672
직무열의		내 일에 열정적으로 임함	.839
		일을 할 때, 긍정적인 기분을 종종 느낌	.882	.960	.776	.924
		내 일에 대하여 자부심을 느낌	.869
		집중해서 일을 할 때면, 종종 행복감을 느낌	.820
		업무를 수행 할 때, 나는 매우 몰입해서 함	.745

1) 직장 내 공감 변수에 대한 측정 시, 각 설문 문항은 공히 다음과 같은 질문 형태로 제시되었음. “나는 우리 직장에서 누군가가 괴롭고 힘든 일을 겪고 있을 때, 조직 내 구성원들이 일반적으로      라고 생각한다.”
2) 직장 내 공감 변수 부분에서, 표준요인적재량, 개념신뢰도, 평균분산추출값, Cronbach-α의 * 표시된 수치는 고차요인 분석 결과값임.

Ⅳ. 분석결과

4.1 기초 분석

가설검증에 앞서, 연구 변수들의 평균과 표준편차, 상관관계 분석 결과가 <표 3>에 제시되었다. 먼저 조직시민성 인식은 직장 내 공감과 유의한 수준의 정(+)적인 관계로 나타났다. 이는 응답자가 조직시민성에 대해 긍정적으로 인식할수록 직장 내 공감을 높게 경험한다는 것으로, 본 연구의 가설 1을 뒷받침하는 결과로 볼 수 있다. 또 직장 내 공감과 회복탄력성 및 직무열의 간의 상관관계 역시 유의한 수준의 정(+)적인 관계를 보여주고 있다. 이 역시 직장 내 공감과 두 효과성 변수 간의 긍정적 영향관계를 가정했던 가설 2를 뒷받침하는 결과로 볼 수 있다. 포용적 리더십 역시 직장 내 공감 및 효과성 변수들과 유의한 수준의 정(+)적인 관계를 보여주고 있어, 직장 내 공감에 대한 조절효과는 물론, 이를 통한 조절된 매개효과의 가능성을 시사해 주고 있다.

변수	M	SD	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
1.성별	.83	.38
2.연령	39.30	8.32	.264***
3.결혼	.71	.45	.120*	.501***
4.근속기간	131.88	110.74	.162**	.642***	.359***
5.동시근속기간	33.14	41.86	-.070	.117*	.084	.262***
6.학력	2.73	.86	.073	-.201***	-.043	-.345***	-.324***
7.직급	2.54	.90	.303***	.709***	.487***	.445***	.044	.063
8.직군	2.90	1.29	-.145**	-.061	.033	-.129*	-.196***	.215***	-.001
9.긍정적 정서	4.54	1.08	.048	.094	.076	.034	.064	-.037	.013	-.027
10.부정적 정서	2.86	1.15	-.077	-.171**	-.082	-.073	-.049	-.015	-.123*	-.021	-.249***
11.조직시민성 인식	6.02	.72	-.061	-.193***	-.050	-.098	-.054	.187***	-.091	.046	.340***	-.143**	(.869)
12.포용적 리더십	6.06	.76	-.022	-.150**	-.027	-.086	-.025	.137*	-.076	.064	.377***	-.106*	.641***	(.882)
13.직장 내 공감	4.90	.84	-.024	-.063	-.062	-.023	-.025	.068	-.083	.078	.336***	-.153**	.352***	.286***	(.810)
14.회복탄력성	5.16	.91	.100	.159**	.149**	.119*	.005	.094	.106*	-.005	.322***	-.289***	.248***	.215***	.414***	(.869)
15.직무열의	5.01	.94	.099	.280***	.188***	.169**	-.005	-.004	.189***	.022	.555***	-.294***	.275***	.316***	.433***	.529***	(.881)

<표 3> 평균 및 표준편차, 변수들 간의 상관관계 및 판별타당도

N=345, *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001, 성별(남성=1, 여성=0), 연령(년간 단위), 결혼(기혼=1, 미혼=0), 근속기간/(상사와의) 동시근속기간(개월 단위), 학력(고졸=1, 전문대졸=2, 대졸=3, 대학원졸=4), 직급(사원=1, 선임=2, 책임=3, 팀장=4), 직군(생산=1, 영업=2, 기술=3, 지원=4). 괄호 안은 평균분산추출값의 제곱근

4.2 가설 1, 2의 검증: 직장 내 공감의 촉진조건과 효과성

본 연구에서는 계층적 다중회귀분석방법을 통하여 가설검증을 실시하였다. 먼저 조직시민성 인식이 직장 내 공감과 정(+)적인 영향관계에 있을 것이라는 가설 1을 검증하였다. 가설검증을 위해 인구통계변수들과 긍정적 및 부정적 정서성 요인을 통제하였다. <표 4>의 모형 2에서 확인할 수 있듯이, 조직시민성 인식은 직장 내 공감과 유의한 수준의 정(+)적인 영향관계를 가짐을 확인하였다(β = .246, p < .001). 따라서 가설 1은 지지되었다.

<표 4> 가설 1, 2의 검증: 회귀분석 결과

구 분			직장 내 공감		회복탄력성		직무열의
			모형1	모형2	모형3	모형4	모형5	모형6
통제 변수	성별		-.023	-.008	.032	.039	.017	.024
	연령		-.072	.011	.078	.103	.157*	.179*
	결혼		-.065	-.065	.093	.115*	.042	.062
	근속기간		.109	.073	.117	.079	.033	.000
	동시근속기간		-.021	-.010	-.002	.005	-.067	-.060
	학력	전문대졸	.035	.005	.077	.065	.028	.017
		대졸	.104	.056	.240**	.204*	-.104	-.045
		대학원졸	.077	.025	.168*	.142	.079	.056
	직급	선임	-.032	-.055	-.099	-.088	-.020	-.010
		책임	-.038	-.076	-.148	-.135	-.003	.008
		팀장	-.084	-.099	-.074	-.045	.002	.027
	직군	영업	.055	.048	.006	-.012	-.004	-.020
		기술	.055	.051	.039	.020	.000	-.017
		지원	.091	.089	-.020	-.051	.033	.006
	긍정적 정서		.328***	.242***	.257***	.144**	.505***	.408***
	부정적 정서		-.086	-.063	-.206***	-.177***	-.133**	-.108*
독립 변수	조직시민성 인식			.246***
매개변수	직장 내 공감					.343***		.298***
	F 값		3.655***	4.764***	5.069***	8.159***	13.208***	16.858***
	R²		.151	.198	.198	.298	.392	.439
	△R²			.047***		.100***		.075***
N = 345, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

가설 2-1과 2-2는 직장 내 공감이 종속변수인 회복탄력성과 직무열의에 미치는 영향관계에 대한 가설로서, 이에 대한 분석결과는 <표 4>의 모형 4와 6에 정리되어 있다. 이에 따르면 직장 내 공감은 회복탄력성(β = .343, p < .001)과 직무열의(β = .298, p < .001)에 대하여 각기 유의한 정(+)의 영향관계를 나타내고 있어, 가설 2-1과 2-2 역시 모두 지지됨을 알 수 있다.

<표 5> 가설 3의 검증: 직장 내 공감의 매개효과 분석

구 분			회복탄력성			직무열의
			모형7	모형8	모형9	모형10	모형11	모형12
통제 변수	성별		.032	.042	.044	.017	.026	.028
	연령		.078	.135	.131	.157*	.206**	.203**
	결혼		.093	.093	.114*	.042	.043	.061
	근속기간		.117	.093	.069	.033	.011	-.009
	동시근속기간		-.002	.005	.009	-.067	-.060	-.057
	학력	전문대졸	.077	.056	.055	.028	.010	.009
		대졸	.240**	.207*	.189*	-.014	-.043	-.058
		대학원졸	.168*	.133	.125	.079	.049	.042
	직급	선임	-.099	-.115	-.097	-.020	-.033	-.018
		책임	-.148	-.174	-.149	-.003	-.025	-.004
		팀장	-.074	-.804	-.052	.002	-.007	.021
	직군	영업	.006	.002	-.014	-.004	-.008	-.022
		기술	.039	.036	.020	.000	-.002	-.017
		지원	-.020	-.021	-.050	.033	.032	.007
	긍정적 정서		.257***	.199***	.120*	.505***	.455***	.387***
	부정적 정서		-.206***	-.191***	-.170**	-.133**	-.120**	-.102*
독립 변수	조직시민성 인식			.166**	.086		.144**	.075
매개 변수	직장 내 공감				.323***			.281***
	F 값		5.069***	5.413***	7.884***	13.208***	13.256***	16.135***
	R²		.198	.220	.303	.392	.377	.442
	△R²			.021**	.084***		.016**	.063**
N = 345, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

4.3 가설 3의 검증: 직장 내 공감의 매개효과

직장 내 공감의 매개효과에 대해, 본 연구에서는 Baron & Kenny(1986)의 절차에 의거하여 검증해 보았다. 이에 따르면, 첫 번째 단계로 독립 및 매개변수는 각기 종속변수와 유의한 영향관계에 있어야 한다. <표 5>의 모형 8과 11을 통해 독립변수와 종속변수 간에 유의한 영향관계가 있음을 확인할 수 있다. 또한 앞서 가설 2-1과 2-2의 검증과정을 통하여 매개변수인 직장 내 공감과 종속변수들 간의 유의한 영향관계 역시 확인된 바 있다.

두 번째 단계로, 독립변수와 매개변수 간의 영향관계가 유의하여야 한다. 이 역시 가설 1의 검증과정에서 이미 확인한 바 있다. 마지막 세 번째 단계는, 독립변수와 매개변수를 동시에 회귀방정식에 투입하였을 때, 매개변수는 종속변수에 대해 여전히 유의한 영향력을 보이지만, 독립변수는 매개변수가 투입되지 않았을 때에 비하여 영향력이 약화되거나 혹은 더 이상 유의하지 않은 관계로 나타나야 한다. <표 5>의 모형 8과 9, 그리고 11과 12를 비교해 볼 때, 본 연구의 분석결과는 이러한 요건을 모두 충족하고 있음을 알 수 있다. 특히 본 연구에서는 조직시민성 인식과 두 효과성 변수 간의 관계에서 직장 내 공감이 모두 완전매개효과를 보여주고 있는데, 이는 조직시민성 인식이 회복탄력성과 직무열의 등 두 종속변수에 미치는 긍정적인 영향이 대부분 직장 내 공감을 통해 매개되어 전달된다는 것을 의미한다.

직장 내 공감의 이러한 매개효과가 유의한지 여부를 확인하기 위하여 본 연구에서는 Preacher & Hayes(2008)가 제안한 부트스트래핑(bootstrapping) 분석을 추가로 실시하였다. 재추출 표본수를 20,000개로 설정하고, 95% 신뢰구간에서 각 경로별 매개효과 계수의 하한값과 상한값을 도출하여 그 결과를 확인한 결과, 하한값과 상한값이 0의 값을 포함하고 있지 않아 직장 내 공감의 매개효과는 유의한 것으로 확인되었다. 이로써 가설 3-1과 3-2는 모두 지지되었다.

4.4 가설 4, 5의 검증: 포용적 리더십의 조절효과와 직장 내 공감의 조절된 매개효과

다음으로, 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 관계를 상사의 포용적 리더십이 조절하는지에 관한 가설 4를 검증해 보았다. 조절효과 분석을 위해 상호작용 항목을 구성해 투입해야 하므로, 이로 인해 생길 수 있는 변수 간 다중공선성의 문제를 피하기 위해 원자료를 중심화(centering)한 후 상호작용 항목을 구성하고 이를 분석에 투입하였다.

그 결과 <표 6>에서 볼 수 있듯이, 직장 내 공감에 대해 포용적 리더십과 조직시민성 인식 간의 상호작용 항목은 유의적 효과가 있음이 확인되었고(모형 16 참조), 이처럼 상호작용항목이 추가되면서 회귀분석 모형의 설명력 또한 유의한 수준으로 증가하였다(△R2 = 19.9% → 21.2%, p<.05). 이로써 포용적 리더십은 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 관계에서 유의한 조절효과를 보이는 것으로 확인되었다.

한편, 이러한 상호작용 효과의 양태를 구체적으로 확인하고자, 포용적 리더십이 상대적으로 더 높게 나타난 집단(M+1SD)과 더 낮게 나타난 집단(M-1SD)을 대상으로 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 관계를 추가로 비교해 보았다. 이에 의하면, 포용적 리더십을 낮게 지각하고 있는 집단은 조직시민성 인식과 직장 내 공감이 비록 정(+)의 관계를 나타내고 있지만 그 정도가 유의적이지 않은 반면(β = .070, n.s.), 포용적 리더십을 높게 지각하고 있는 집단에서는 조직시민성 인식이 증가됨에 따라 직장 내 공감 역시 유의적으로 증가하는 것을 알 수 있었다(β =.307, p<.001). 이는 상사의 포용적 리더십을 더 크게 지각하는 사람일수록, 조직시민성 인식이 공감적 행동에 미치는 긍정적 영향이 더 크게 나타난다는 것을 의미한다. 따라서 가설 4는 지지되었다.

끝으로, 조직시민성 인식이 직장 내 공감을 통하여 회복탄력성 및 직무열의에 미치는 간접효과가 포용적 리더십에 의해 조절되는 지 여부(가설 5-1 및 5-2)를 Preacher & Hayes(2008)의 SPSS Macro 방법을 활용하여 확인해 보았다. 분석결과, 회복탄력성에 대한 직장 내 공감의 간접효과는 포용적 리더십에 대한 지각이 클수록 증가하는 것으로 나타났으며, 이러한 양상은 직무열의에 대하여도 마찬가지로 확인되었다(표 7). 그러므로 조직시민성 인식과 회복탄력성 및 직무열의 간의 관계에서 직장 내 공감이 수행하는 매개효과가 상사의 포용적 리더십을 높게 지각하는 구성원들에게 더 크게 나타남으로써 직장 내 공감의 조절된 매개효과 역시 확인되었다.

<표 6> 가설 4의 검증: 포용적 리더십의 조절효과 분석

구 분			직장 내 공감
			모형13	모형14	모형15	모형16
통제 변수	성별		-.023	-.008	-.009	-.014
	연령		-.072	.011	.015	.015
	결혼		-.065	-.065	-.065	-.057
	근속기간		.109	.073	.073	.087
	동시근속기간		-.021	-.010	-.011	-.024
	학력	전문대졸	.035	.005	.005	.006
		대졸	.104	.056	.059	.074
		대학원졸	.077	.025	.024	.036
	직급	선임	-.032	-.055	-.057	-.056
		책임	-.038	-.076	-.077	-.085
		팀장	-.084	-.099	-.099	-.087
	직군	영업	.055	.048	.047	.035
		기술	.055	.051	.047	.031
		지원	.091	.089	.087	.065
	긍정적 정서		.328***	.242***	.235***	.243***
	부정적 정서		-.086	-.060	-.064	-.049
독립 변수	조직시민성 인식			.246***	.225**	.242***
조절 변수	포용적 리더십				.038	.066
상호 작용	조직시민성인식x포용적리더십					.125*
	F 값		3.655***	4.764***	4.507***	4.604***
	R²		.151	.198	.199	.212
	△R²			.047***	.001	.013*
N = 345, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

<그림 2> 직장 내 공감에 대한 조직시민성 인식과 포용적 리더십의 상호작용 효과

<표 7> 가설 5의 검증: 조절된 매개효과 분석결과

	회복탄력성				직무열의
	Effect	Boot. S. E.	Boot 하한값	Boot 상한값	Effect	Boot. S. E.	Boot 하한값	Boot 상한값
Mean-1SD	.0550	.0337	-.0057	.1265	.0494	.0296	-.0055	.1108
Mean	.0991	.0365	.0354	.1778	.0889	.0339	.0337	.1534
Mean+1SD	.1431	.0479	.0582	.2475	.1285	.0395	.0570	.2119
Index	.0577	.0257	.0106	.1110	.0518	.0223	.0097	.0974

N=345, Bootstrap, N=20,000, 비표준화 계수임, Boot 하한값=95% 신뢰구간 하한선, Boot 상한값=95% 신뢰구간 상한선

Ⅴ. 토론: 연구의 시사점과 의의, 그리고 한계

본 연구의 가설검증 결과, 먼저 조직시민성은 구성원들의 공감 행동에 긍정적인 영향을 미치는 선행 영향요인임이 확인되었다. 이는 상하 및 동료 관계를 막론하고 조직 내 구성원들이 서로를 존중하고 예의를 갖추어 상대방을 대하는 자세가 보편화되어 있을 경우, 이러한 사회적 관계와 분위기는 그 자체가 구성원들의 공감행동을 촉진하는 하나의 조건이 될 수 있음을 시사해 준다. 또한 본 연구의 분석결과에 의하면, 공감은 구성원의 개인적인 심리자본의 일환인 회복탄력성은 물론, 일에 임하는 자세인 직무열의와 긍정적인 영향관계에 있을 뿐만 아니라, 특히 직장 내 공감은 이러한 심리자본과 직무관련 태도에 미치는 조직시민성 인식의 긍정적인 영향을 매개하는 핵심적인 정서적 경로임을 알 수 있었다. 이러한 본 연구의 분석결과는 그간 직장 내 공감의 효과성을 확인해 준 선행연구들과 일맥상통하는 결과라고 볼 수 있다(Dutton et al., 2002: Simpson et al., 2020; Nazir & Islam, 2020).

아울러, 본 연구의 분석결과는 직장 내 공감이 발현되고 활성화되는 과정에서 상사의 포용적 리더십이 가지는 역할과 중요성도 그 의미가 적지 않음을 시사해 준다. 사실, 상사가 발휘하는 포용적인 리더십은 그 자체가 조직이나 부서 내 구성원들의 사회적 관계의 질에 영향을 미칠 수 있는 또 다른 중요한 한 요인일 수 있다. 그리하여 부하직원들에 의해 개방성과 접근성, 그리고 가용성 등이 크다고 평가되는 상사일수록 조직이나 부서 내 사회적 관계의 질을 고양시킬 수 있을 뿐만 아니라, 구성원들의 정서적 감수성과 자발성을 제고시켜 필요한 때 적절히 공감 행동이 발현될 수 있는 상황적 맥락을 조성하는데 크게 일조하게 될 것이다. 본 연구에서는 이러한 상사의 포용적 리더십이 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간의 영향관계를 긍정적인 방향으로 조절할 뿐만 아니라, 직장 내 공감이 수행하는 매개역할까지도 일정하게 조절하는 것으로 확인되어 이러한 사실을 뒷받침 해주고 있다.

본 연구의 이러한 결과는 경영관리적 차원에서도 몇 가지 의미있는 시사점을 제공해 주고 있다. 먼저, 본 연구의 분석결과에 따르면, 조직 구성원의 사기 진작과 활력, 그리고 직무에 대한 긍정적인 태도 형성을 위해서는 구성원들이 발휘하는 공감적 행동의 긍정적 영향력에 대해 주목하고, 평소 이를 진작, 고무시키는 관리적 노력이 필요하다고 볼 수 있다.

앞서도 언급한 바 있듯이, 직장은 여러 면에서 구성원들의 희로애락이 교차하는 장소일 수밖에 없다. 이 과정에서, 슬픔과 고통 등 부정적인 감정과 그로 인한 저조한 분위기는 물론, 그 반대로 공감에 기반한 긍정적인 정서와 그로 인한 활력화된 분위기 역시 얼마든지 전염, 확산될 수 있다는 데에 문제의 중요성이 있다(Dutton et al., 2007; Kanov et al., 2004; Worline & Dutton, 2017). 그러므로 필요할 때 구성원들의 공감 행동이 적시에 발현, 공유되어 고통과 슬픔을 나누는 한편, 신속한 감정적 회복과 일에 대한 몰입을 유인해 갈 수 있도록 평소 조직 내 사회적 관계를 관리해 갈 필요가 있다. 특히 직장 내 공감이 잘 발현되기 위해서는 동료의 어려운 처지를 주목하여 알아차리는 과정, 즉 ‘주목하기’ 과정이 적시에 촉발되어야 하는데, 이러한 기능이 원활하게 작동하기 위해서는 구성원들이 동료들의 어려움이나 곤란한 처지를 외면하지 않고 적극적인 관심을 가질 수 있게끔 유인하는 상호존중과 예의를 갖춘 사회적 관계, 즉 조직시민성이 높게 유지되도록 평소 관리해 가는 것이 중요할 것이다.

또한 본 연구에 의하면, 이러한 관리과정에서 상사의 역할이 중요할 수 있다. 특별히 상사가 평소 개방적이고 존중하는 자세로 부하직원을 대하여, 언제든 어렵지 않게 문제를 논의할 수 있는 상대로 인식될 수 있도록 포용적인 리더십을 발휘하는 것은 직장 내 공감의 활성화를 위해서도 매우 중요한 한 조건이 될 수 있다(Ashikali et al., 2021). 또한 일방적인 헌신만을 강요하거나 혹은 업무성과만을 독려하는 것이 아니라, 부하직원들이 처한 개별적 입장이나 근무조건에 대해서도 각별한 관심을 함께 보여주는 것은, 특별히 공감의 첫 관문인 ‘주목하기’ 과정이 제때 작동될 수 있도록 만드는데 있어서도 크게 기여하게 될 것이다.

이러한 차원에서 볼 때, 본 연구의 대상 조직인 L사에서는 구성원들의 직장 내 공감을 촉진하는데 기여하고 있는 것으로 보이는 의미있는 한 제도가 운용되고 있어 눈에 띄었다. 즉 이 회사는 모든 사원들이 조직 내 누구에게라도 일정한 금액 한도 내에서 동료 보너스(peer bonus)를 재량껏 지급할 수 있는 독특한 제도를 시행하고 있었다. 이 제도는 따뜻한 동료애나 감사를 전하고 싶은 사람에게 사내 시스템을 통해 소액이나마 동료 보너스를 보냄으로써 누구든 공감 행동을 쉽게 행할 수 있는 여건을 마련해 주는 한편, 동료 보너스 지급 시 이 사실이 사내 별도 인트라넷 시스템에 자동으로 공유되게 만들어 많은 사람들이 이를 인지하고 공감 행동이 사내에 널리 공유 및 확산될 수 있도록 진작시키는 효과를 발휘하였다. 그 결과, 사원들이 동료 직원들에 대해 느끼는 관계 정서가 훨씬 친밀하게 바뀌는 한편, 이전보다 훨씬 더 훈훈한 조직 분위기를 경험하게 되었다는 반응이 많았다. 그러므로 L사가 운용하는 이러한 제도는 직장 내 공감을 진작시키는 차원에서 타 조직에서도 충분히 참고할만한 가치가 있어 보였다.

앞서 언급한 바와 같이, 공감에 대한 연구관심이 제기된 지는 제법 오래되었지만, 아직 국내에서는 이에 대한 연구가 그리 많지는 않다. 이러한 가운데, 본 연구는 다음과 같은 몇 가지 점에서 기존 연구에 일정한 기여를 더하고 있다고 볼 수 있다. 우선, 본 연구는 공감과 유사 개념들과의 차이를 정리하였다. 또한 이러한 공감을 주목, 동감, 평가, 응답이라는 4단계를 거치는 동적인 심리과정으로 파악하고, 이러한 개념적 특성이 제대로 반영된 측정도구라고 볼 수 있는 NEAR를 활용하여 직장 내 공감을 측정한 점도 기존 연구들과는 차별화되는 점이라 볼 수 있을 것이다.

또한 본 연구는 직장 내 공감에 영향을 미치면서 이를 촉진하는 사회적 조건을 확인하는 한편, 비록 개인적인 효과성 차원이기는 하나 그간 잘 활용되지 않아 왔던 두 변수인 회복탄력성과 직무열의라는 차원에서 직장 내 공감의 효과성을 실증함으로써 공감 관련 경험연구의 축적에 기여한 점이 있다 할 것이다. 이와 더불어, 본 연구는 직장 내 공감과 그 효과성을 촉진, 매개하는 측면에서 상사의 포용적 리더십이 수행하는 역할과 중요성을 확인한 의미도 있다. 사실 공감과 리더십 요인 간의 관계에 대해서는 다수의 연구에서 그 중요성과 연구의 필요성을 강조해 왔지만, 현재까지 보고된 실증연구는 공명 리더십(resonant leadership)과의 관계성에 관한 연구(Ali & Kashif, 2020) 등 극히 일부에 그치고 있다. 이런 점에서도 본 연구는 향후 추가적 연구를 위한 디딤돌이 되리라 기대한다.

이러한 연구 의의에도 불구하고, 본 연구는 여러 한계점도 함께 내재하고 있어 향후 연구에서는 이를 보완해 갈 필요가 있다. 먼저, 연구설계 면에서 공감을 촉진하고 활성화할 수 있는 다양한 조건들에 대한 탐색과 함께, 직장 내 공감의 효과성 측면에서도 다양한 변수들을 도입하여 이를 실증해 볼 필요가 있다. 본 연구는 개인 수준에서의 효과성만을 측정하였지만, 향후에는 집단 및 조직 수준의 다양한 효과성 변수를 개발하여 이를 확인해 볼 필요가 있을 것이다. 또한 공감을 4단계로 구성된 동적인 심리과정으로 파악하고 그에 기반하여 측정할 경우, 공감 개념을 구성하는 하위요인별로 변수 간 관계 양상을 분석해 보는 것도 흥미로운 추가 연구과제가 될 수 있을 것이다.

아울러 직장 내 공감과 본 연구모형에 포함된 다른 변수들 간의 인과관계적 해석에는 주의를 기울일 필요가 있다고 생각된다. 특별히 본 연구에서는 조직시민성 인식과 직장 내 공감 간, 그리고 직장 내 공감과 회복탄력성 간의 인과관계를 전제로 가설을 설정하고 이를 실증하였지만, 이들 변수 간에는 '역의 인과관계'(reverse causality)가 성립될 개연성도 충분해 보인다. 즉 조직 내에서 중요한 하나의 긍정적 사건으로서 공감이 많이 표출될 경우, 그만큼 구성원들 간 사회적 관계가 우호적으로 발전되기 쉽고, 따라서 조직시민성 역시 증진될 가능성이 커질 수 있다. 또 이처럼 개선된 조직시민성은 구성원 개인의 회복탄력성을 촉진하고, 그 결과 직장 내 공감이 좀 더 쉽게 발현될 개연성도 없지 않다. 따라서 향후 연구에서는 대안적인 연구설계를 통해 이들 변수 간 관계성에 대한 보완적 연구가 이어지길 기대해 본다.

또한 연구방법 면에서도 좀 더 엄밀한 시도가 필요할 것이다. 비록 본 연구에서는 동일방법편의를 줄이기 위해 연구변수들에 대해 3주의 시차를 둔 다시점 측정을 하였지만, 동일 응답원천으로부터 모든 변수들을 측정한 기본적인 한계가 있다. 따라서 향후에는 변수 측정의 원천을 다변화하는 노력이 필요할 것이다. 끝으로 본 연구는 단일 제조기업에 속한 구성원들만을 연구대상으로 한 한계가 있다. 그러므로 본 연구의 분석결과를 일반화하는 데에는 일정한 한계가 있다. 사실 업종과 조직 규모에 따라 인적 구성 및 운용하고 있는 인사제도 면에서 상당한 차이가 있을 수 있고, 또 이러한 요인들이 직장 내 공감의 발현과 활성화에 있어 상이한 맥락과 조건으로 작용될 수 있을 것이다. 이러한 점을 감안할 때, 향후에는 다양한 표본조직들로 연구대상을 확대해 볼 필요도 있어 보인다.

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