1. 연구의 필요성

최근 의료기관들은 고객의 높아진 의료 요구와 의료기관인증제와 같은 외부 기관의 평가, 의료기술의 발전 등 급격한 환경 변화에 직면하여 의료서비스의 질 향상과 더불어 효율성을 증진시켜야 하는 과제를 안고 있다[1]. 의료기관에서 전체 인력의 52.8%를 차지하는[2] 간호사는 조직의 경쟁력과 생산성 향상에 중요한 핵심 인력으로 의료기관의 전반적 이미지와 의료서비스의 질 향상, 고객만족도, 재무성과 향상에 결정적 영향을 미친다[3].

이에 높아진 직무요구와 제한된 직무자원 내에서 간호사들이 조직성과를 높이는 관련 요인들과 과정을 규명하고자 직무요구-자원 모델(job demands-resources model [JD-R 모델])을 적용한 다수의 연구가 수행되었다[4, 5, 6, 7, 8]. 그러나 이러한 환경 변화에 맞춘 조직 변화는 조직구성원의 자발적인 몰입 없이는 어렵다. Tims와 Bakker [9], Bakker와 Demerouti [10]는 기존의 JD-R 모델에 간호사가 조직의 목표 달성을 위해 자신의 역량, 선호, 희망 사항에 맞게 업무량과 업무 자본(work capitals)을 수정하는 직무 맞춤화 과정[11]인 잡크래프팅(job crafting)을 추가하였다. 잡크래프팅은 하향식(top-down) 조직 주도와 상향식(bottom-up) 개인 주도의 접근 방식을 결합한 진보된 직무 재설계 접근방식이다[12]. 즉, 전통적 하향식 직무 재설계 접근 방식은 조직구성원에게 간호계획과 같은 재설계에만 참여할 수 있는 기회를 제공하지만, 잡크래프팅 접근 방식은 간호사가 주어진 업무를 스스로 변화시켜 업무의 의미와 가치를 긍정적으로 만들어 가는 것이다[12, 13, 14]. 선행 연구에서 잡크래프팅은 조직성과, 구성원의 직무만족, 조직몰입을 향상시키는 것으로 입증되었다[13].

JD-R 모델은 직무요구와 직무자원이 간호사의 긴장과 동기에 영향을 미쳐 궁극적으로 조직성과에 영향을 준다는 이론적 기틀을 기반으로, 직무 특성을 크게 직무요구와 직무자원, 개인자원으로 구분하였다[10]. 또한 JD-R 모델은 어느 특정 요구와 자원이 포함되었는지에 상관없이 광범위한 직무 상황에 적용할 수 있는 대안적 틀을 제시한다. 간호사의 직무요구로서 업무과부하는 업무스트레스와 소진을 촉발시키며, 업무의 생산성과 몰입을 감소시키는 등 업무의 양적 측면뿐만 아니라 질적 수준도 낮추는 부정적인 결과를 낳는다[15]. 또한 간호사의 감정노동이 가중되고 있는 것은 자신의 감정과는 상관없이 어떤 상황에서든 환자와 보호자에게 친절하게 응대하려고 노력하지만, 환자의 권리 주장과 의료기관의 요구가 높아지기 때문이다[16]. 이러한 간호사의 감정노동이 반복되면 부정적 감정이 축적되어 직무열의, 조직몰입을 감소시키고 간호서비스의 질 또한 저하되어 환자에게 부정적 영향을 미치게 된다[17]. 또한 업무과부하와 감정노동이 많을수록 간호사의 소진이 높았으며, 간호업무의 효율성이 저하되었다[18].

간호는 업무 특성상 근무시간 내에 여러 동료 간호사와 함께 일하며, 연속성을 유지해야 하는 업무로 동료지지는 업무 효율성을 높이는데 중요한 요소이다[19]. 직무자원으로서 동료지지는 간호사의 직무만족과 직무열의에 긍정적인 영향을 주는 것으로 나타났다[20]. 직무열의가 높은 구성원은 직무만족이 높고, 조직에 헌신하여 조직성과에 긍정적인 영향을 미치며, 직무만족과 성과를 창출하여 변화를 주도한다[10]. 그러나 동료지지가 간호사의 잡크래프팅을 통해 직무열의를 높여 조직유효성(organizational effectiveness)에 어떤 영향을 미치는지에 대한 근거는 많지 않다.

조직유효성을 높이는 영향요인으로 개인자원인 간호사의 자기효능감 증진은 간호업무수행에 긍정적인 영향을 주고, 개인 및 조직의 성과를 향상시킬 수 있다[21]. 간호사의 자기효능감이 직무열의와 직무만족을 높이고, 이직의도를 낮춘다는 선행연구 결과는 있으나[22], 간호사의 자기효능감과 조직유효성과의 관계에서 잡크래프팅과 직무열의의 매개효과에 대한 연구는 부족하다.

간호업무는 고도의 긴장과 주의력을 필요로 할 뿐만 아니라 업무량이 과도하고, 다양한 관련자들과 끊임없이 접촉하기 때문에 타 직종에 비해 높은 직무스트레스로 고통받고 있다[23]. 간호사가 업무 과중과 직무스트레스를 해소하지 못하고 이러한 상황이 반복되면 소진으로 이어질 수 있다[24]. 간호사의 소진은 피로감과 탈진으로 인한 자아성취감 저하, 간호업무성과 감소, 오류 증가로 인한 간호서비스의 질 저하뿐만 아니라 불면증 및 우울증과 같은 건강문제를 야기하고, 직무불만족, 이직의도 등 조직성과에도 부정적 영향을 미친다[18]. 반면 조직구성원들이 내재적 동기유발을 통해 자신의 역할에 몰입하여 직무열의를 보이면 조직의 경쟁력은 높아진다[25].

일반적으로 조직의 성과평가는 조직목표의 달성 정도인 조직유효성 개념을 활용하여 측정하는데, 조직유효성을 측정하는 지표는 조직의 특성에 따라 달라지기 때문에 매우 다양하게 적용되었고, 개념의 의미 또한 다차원적이다[26]. 그러므로 조직유효성을 측정할 때는 한 가지 지표보다는 여러 가지 범주의 지표를 포함하는 것이 바람직하다[27]. 간호조직에서 조직유효성의 평가 지표로는 18개 정도의 지표가 활용되었으며, 가장 많이 적용된 지표로는 조직몰입, 직무만족, 조직시민행동, 간호업무수행 등이었다[27]. 현대의 무한경쟁시대에 조직이 효과적으로 기능하도록 하는 데에는 조직구성원의 조직에의 자발적 참여와 헌신을 이끄는 조직시민행동이 조직의 성과에 밀접한 영향을 미치는 것으로 강조되고 있다[28]. 선행연구 결과에서 직무열의[29], 자기효능감[30], 잡크래프팅[28]과 조직시민행동은 관련성이 높은 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 조직몰입, 직무만족, 조직시민행동을 포함하여 조직유효성을 포괄적으로 평가하였다.

조직유효성은 조직의 생존과 직결되고, 간호사의 업무성과로서 조직유효성은 병원 전체 조직의 유효성에 영향이 큰만큼 간호관리자는 간호사의 소진을 감소시키고 직무열의를 높이는 인적자원 관리에 관심을 기울일 필요가 있다. 특히, 간호사의 잡크래프팅 행위가 간호사의 소진과 직무열의, 조직유효성에 미치는 영향을 검토하는 것은 인적자원 관리의 전략을 세우는 데 유용할 것이다. 이에 본 연구는 JD-R 모델을 기반으로 병원간호사의 잡크래프팅이 조직유효성에 미치는 영향에 대한 구조모형을 구축하고 변수 간 관계를 파악함으로써 조직성과 향상을 위한 인적자원 개발에 필요한 기초자료를 제공하고자 하였다.

2. 연구의 목적

본 연구의 목적은 병원간호사의 잡크래프팅이 조직유효성에 미치는 영향을 확인하고자 Bakker와 Demerouti [10]가 제안한 직무요구-자원 모델을 기반으로 병원간호사의 조직유효성에 대한 가설적 모형을 구축하고, 모형의 적합도를 검증하며, 조직유효성에 영향을 미치는 요인들의 직·간접 효과를 파악하는 것이다.

본 연구에서 설정한 연구 가설은 다음과 같다.

3. 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구의 이론적 기틀은 Bakker와 Demerouti [10]가 제안한 JD-R 모델과 문헌고찰을 기반으로 변수들 간 경로를 설정하여 가설적 모형을 구축하였다(Figure 1). Bakker와 Demerouti [10]에 의하면, 조직구성원은 직무특성인 직무요구와 직무자원, 그리고 개인특성에 영향을 받으며, 이는 구성원의 잡크래프팅에 따라 긴장과 동기가 변화하고, 조직성과에 영향을 미친다고 주장한다. JD-R 모델은 직무의 부정적 측면을 직무요구로 분류하고, 긍정적 측면을 직무자원과 개인자원으로 분류하고 있다. 이에 본 연구에서는 직무요구 변수로 간호사의 업무 특성을 반영한 선행연구 결과[6, 7, 31, 32]를 반영하여 신체적, 감정적 요구로 소진, 직무몰입에 높은 효과를 보인 업무과부하와 감정노동을 포함하였다. 또한 임상간호사의 직무자원으로는 인적, 물적 자원이 있으나 간호사의 업무 특성상 동료와의 유기적 상호작용이 중요한 만큼 선행 연구에서 동료지지가 직무자원[5, 7]으로 보고되었기에 본 연구에서 선정하였다. 또한 개인자원은 Tims와 Bakker [9]의 연구에서 제시된 자기효능감이 높은 구성원은 잡크래프팅을 긍정적으로 창출하는 것으로 확인되어 자기효능감으로 선정하였다. JD-R 모델을 제안한 선행 연구[4, 10]에서 긴장은 소진으로, 동기는 직무열의로 제시하여 조직성과에 영향을 미치는 것으로 확인하였고, 간호사를 대상으로 한 많은 선행연구 결과[33]에서도 소진과 직무열의는 조직성과에 주요 영향 변수로 밝혀져 본 연구에서도 변수로 선정하였다. 조직성과 변수로는 선행연구[27]를 토대로 구성원의 직무수행 결과 변수로 확인된 직무만족[5], 조직몰입[15], 조직시민행동[20] 변수를 포함하였다.

Figure 1
Conceptual framework of the study.

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개념적 기틀과 변수들 간 관계를 바탕으로 직무자원과 개인자원이 높을수록 간호사의 소진을 완화시키고, 조직성과를 높이는 경로를 설정하였다. 직무자원과 개인자원이 높을수록 간호사의 직무열의를 높이고 조직성과도 높이는 경로를 설정하였다. 직무자원과 개인자원은 잡크래프팅을 통해 소진을 완화시키고 조직성과를 높일 것이라는 경로를 설정하였다. 직무자원과 개인자원은 잡 크래프팅을 통해 직무열의를 높이고 조직성과를 높일 것이라는 경로를 설정하였다. 본 연구의 가설모형은 연구의 개념적 기틀에 근거하여 3개의 외생변수와 4개의 내생변수로 구축하였다. 외생변수는 직무요구, 직무자원, 개인자원이며, 내생변수는 잡크래프팅, 소진, 직무열의, 조직유효성이다.

1. 연구 설계

본 연구는 병원간호사의 조직유효성에 영향을 주는 요인들을 설명하는 가설적 모형을 구축하고, 모형의 적합성과 가설을 검정하기 위한 구조모형 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상자는 청주시에 소재한 일개 상급종합병원에 근무하는 간호사이다. 대상자의 선정기준은 환자간호에 직접 참여하여 환자와 보호자를 직접 대면하는 경력 6개월 이상의 간호사이다. 본 연구는 선행연구[34]를 토대로 근무경력 6개월 이상 간호사가 조직적응과 업무수행에 익숙해져 잡크래프팅을 시도할 수 있다고 보았기 때문이다.

본 연구의 대상자 수 산정 기준은 AMOS 프로그램(IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용한 다변량 통계분석의 경우 권고기준인 200~400개로[35], 탈락률 20%를 고려하여 400명을 대상으로 설문지를 배부하였다. 회수된 398부 중 불충분한 자료 5부를 제외한 393부를 분석에 사용하였다.

3. 연구 도구

자료수집은 구조화된 설문지를 이용하였고, 연구 도구는 자료수집 전 원저자 또는 번역자로부터 도구 사용 허락을 득하였다. 간호사의 인구학적 특성은 성별, 나이, 결혼 여부, 교육 정도, 근무부서, 직책, 임상경력을 조사하였다. 각 측정도구의 타당도 확보를 위하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis [CFA]) 결과, 모든 문항의 표준화 회귀 계수(standardized regression weight [SRW])가 .50 이상으로 모든 개별 관측변수를 포함하였다.

4. 자료수집 방법 및 윤리적 고려

본 연구는 연구 대상자의 권리를 보호하고 존중하기 위하여 충북대학교 연구윤리심의위원회의 승인(I R B No. CBNU-202107-HR-0094)을 받은 후 자료수집을 수행하였다. 자료수집기간은 2021년 8월 9일부터 8월 20일까지였다. 자료수집을 위해 연구자가 먼저 해당 의료기관의 간호부에 직접 방문하여, 책임자에게 연구의 목적과 방법을 설명하고 자료수집에 대한 사전 승인을 받았다. 각 간호단위를 연구자가 직접 방문하여 연구 대상자에게 연구 목적과 방법을 설명하고 설문지를 배부하였다. 연구 대상자의 권리에 대해서는 연구참여동의서를 이용하여 설명하였다. 연구참여동의서에는 연구 목적과 대상자의 익명성 보장, 연구 참여를 원하지 않을 경우 설문지 작성을 거절하거나 설문지 작성 중 언제든지 참여를 중단할 수 있음, 수집된 자료는 연구 목적 외 사용하지 않을 것, 응답 자료의 무기명 처리, 보안 등의 내용이 포함되었다. 설문지 작성의 소요시간은 20분 내외였으며, 설문 응답에 대한 충실성과 회수율을 높이기 위해 감사의 표시로 모든 대상자에게 소정의 사례품을 제공하였다.

5. 자료 분석 방법

수집된 자료는 IBM SPSS Statistics 23.0 (IBM Corp.)과 IBM SPSS AMOS 27.0 program (IBM Corp.)을 이용하여 분석하였다. 연구 대상자의 일반적 특성 및 측정변수들은 서술적 통계로 분석하였다. 측정변수 간 상관관계 및 다중공선성은 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였으며, 표본의 정규성 검증은 왜도와 첨도를 이용하여 확인하였다. 연구도구의 확인적 요인분석을 통해 요인 적재량과 요인 간 상관계수를 산출하여 요인구조를 확증하였다. 구조모형의 적합도 검증은 절대적합지수로는 χ², 표준 χ² (normed χ²), 절대적합지수(goodness of fit index [GFI]), 표준화잔차평균제곱근(standardized root mean square residual [SRMR]), 근사오차평균제곱의 이중근(root mean square error of approximation [RMSEA])을 분석하였고, 증분적합지수로는 표준적합지수(normed fit index [NFI]), 비교적합지수(comparative fit index [CFI]), Tucker–Lewis지수(Tucker–Lewis index [TLI])로 분석하였으며, 간명적합지수는 adjusted goodness of fit index (AGFI)를 이용하였다. 구조모형의 경로에 대한 유의성 검증은 표준화회귀계수(standardized regression weight [SRW]), 임계치(critical ratio [CR]), p값으로 확인하였고, 내생변수에 대한 설명력은 다중상관자승(squared multiple correlation [SMC])을 이용하였다. 조직유효성에 영향을 미치는 요인들의 직·간접 경로계수를 산출하기 위해 구조방정식 모형분석법(structural equation modeling [SEM])을 이용하였다. 모형검증은 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법(maximum likelihood method [MLM])을 이용하였다. 모형의 직접효과, 간접효과와 총효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping)을 이용하였다. 본 연구모형은 매개변수가 3개인 다중매개모형으로 팬텀변수를 이용하여 잡크래프팅, 소진, 직무몰입이 조직유효성에 미치는 특정간접효과 경로의 유의성을 검증하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

연구 대상자의 인구학적 특성은 Table 1과 같다. 본 연구 대상자의 성별은 여성이 93.6%로 대부분이었으며, 평균 연령은 31세였다. 결혼상태는 미혼이 77.6%로 가장 많았고, 종교가 없는 경우는 70.5%였다. 최종학력은 학사가 81.2%로 가장 많았다. 근무부서는 일반병동이 49.4%로 가장 많았고, 근무형태는 3교대가 96.4%였다. 총 임상경력의 평균은 6.08 ± 6.33년이었다.

Table 1
Differences in Job Crafting according to General Characteristics (N = 393)

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2. 측정변수의 서술적 통계와 확인적 요인분석

대상자의 직무요구의 측정변수인 업무과부하는 평균 2.85 ± 0.56점(1~4점 범위), 감정노동은 평균 3.26 ± 0.69점(1~5점 범위)이었다. 직무자원의 측정변수인 동료지지는 평균 2.66 ± 0.41점(1~4점 범위)이었다. 개인자원의 측정변수인 자기효능감은 평균 3.70 ± 0.59(1~5점 범위)이었다. 잡 크래프팅의 평균 점수는 3.59 ± 0.57(1~5점 범위), 소진은 평균 4.55 ± 0.63(1~7점 범위)이었고, 직무열의는 평균 3.91 ± 0.92(1~7점 범위)이었다. 조직유효성의 측정변수인 직무만족 점수는 평균 3.30 ± 0.64(1~5점 범위), 조직몰입 점수는 평균 3.17 ± 0.62(1~5점 범위)이었으며, 조직시민행동 점수는 평균 3.12 ± 0.59(1~5점 범위)으로 나타났다(Table 2).

Table 2
Descriptive Statistics and Validity of Variables (N = 393)

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모든 측정변수는 일변량 정규성 검증에서 왜도는 절대값이 2를 넘지 않았고, 첨도의 절대값이 7을 넘지 않아 자료의 정규성이 만족함을 확인하였다[43], 모든 잠재변수의 확인적 요인분석 결과, 요인적재량은 .55~.96의 범위로 .50 이상이었으며, 개념신뢰도(construct reliability [CR])는 .72~.86으로 .70 이상이었고, 평균분산추출지수(average variance [AVE])는 .67~.93으로 .50 이상으로 집중타당도를 확인하였다. 또한 잠재변수들의 AVE는 .67~.90으로, 상관계수의 제곱 .00~.64보다 커서 구성개념에 대한 판별타당도가 검증되었다(Table 2) [59]. 잠재변수들의 상관계수는 절대값 0.63 이하로 나타나 다중공선성에 문제가 없음을 확인하였다[35].

잠재변수 간 상관분석 결과, 업무과부하는 감정노동(r = .42, p < .001) 및 소진(r = .50, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였고, 직무열의(r = -.13, p < .001)와 직무만족(r = -.18, p < .001), 조직몰입(r = -.14, p < .001)과는 부적 상관관계를 보였다. 감정노동은 소진(r = .49, p < .001)과 정적 상관관계를 보였고, 잡크래프팅(r = -.11, p < .05), 직무열의(r = -.29, p < .001), 직무만족(r = -.27, p < .001), 조직몰입(r = -.26, p < .001), 조직시민행동(r = -.14, p < .001)과는 부적 상관관계를 보였다. 동료지지는 자기효능감(r = .15, p < .001), 잡크래프팅(r = .30, p < .001), 직무열의(r = .16, p < .001), 직무만족(r = .21, p < .001), 조직시민행동(r = .13, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였다. 자기효능감은 잡크래프팅(r = .45, p < .001), 직무열의(r = .45, p < .001), 직무만족(r = .25, p < .001), 조직몰입(r = .21, p < .001), 조직시민행동(r = .39, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였다. 잡크래프팅은 직무열의(r = .63, p < .001), 직무만족(r = .57, p < .001), 조직몰입(r = .47, p < .001), 조직시민행동(r = .60, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였고, 소진(r = -.12, p < .05)과는 부적 상관관계를 보였다. 소진은 직무열의(r = -.30, p < .001), 직무만족(r = -.35, p < .001), 조직몰입(r = -.23, p < .001), 조직시민행동(r = -.12, p < .05)과는 부적 상관관계를 보였다. 직무열의는 직무만족(r = .57, p < .001), 조직몰입(r = .56, p < .001), 조직시민행동(r = .60, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였다. 직무만족은 조직몰입(r = .61, p < .001), 조직시민행동(r = .54, p < .001)과는 정적 상관관계를 보였다. 조직몰입은 조직시민행동(r = .60, p < .001)과 정적 상관관계를 보였다.

3. 가설적 모형 및 수정모형의 적합도 검증

본 연구의 연구모형 분석결과 SRMR, RMSEA, NFI, TLI, CFI, AGFI의 모형 적합지수는 양호하게 나타났으나, χ²/df가 3.1로 권장 수준에 미치지 못했기 때문에 수정이 필요하다고 판단하였다. 이에 본 연구에서는 가설적 모형의 적합도를 높이기 위해 수정지수(modification index [MI])를 이용한 수정모형을 제시하였다. 수정지수를 이용하는 방법은 이론적으로 관련성이 있는 변수 중 수정지수가 5 이상인 큰 순서부터 연결하여 개선되는 모형을 최종 수정모형으로 정하는 Yu [35]의 제안을 바탕으로 구체적으로 조직유효성의 직무만족과 조직시민행동의 오차항(MI = 11.03), 조직몰입과 조직시민행동의 오차항(MI = 7.04)을 연결하였다. 이후 수정모형의 적합도 검증을 실시한 결과, χ² (167.78, p < .001)은 적합하지 않은 것으로 나타났으나 정규화된 χ² 는 2.7로 권장수준을 만족하였고, SRMR .03, RMSEA .07, GFI .93, NFI .90, TLI .90, CFI .93, AGFI .90으로 권장기준(SRMR ≤ .05, RMSEA ≤ .08, GFI ≥ .90, NFI ≥ .90, TLI ≥ .90, CFI ≥ .90, AGFI ≥ .90)을 만족하여 최종모형으로 결정하였다[43]. 이에 최종 수정모형은 Bakker와 Demerouti [10]가 제안한 JD-R 모델을 만족하였다.

4. 수정모형의 효과분석

수정모형에서 내생변수에 대한 외생변수들의 직접효과, 간접효과 및 총효과에 대한 분석 결과는 Table 3과 같다. 잡크래프팅에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직무요구는 직접효과(β = -.22, p < .001), 총효과(β = -.22, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 직무자원은 직접효과(β = .34, p < .001), 총효과(β = .34, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 개인자원은 직접효과(β = .39, p < .001), 총효과(β = .39, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 잡크래프팅에 대한 이들 변수의 설명력은 36.1%였다.

Table 3
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects for the Modified Model (N = 393)

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소진에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직무요구는 직접효과(β = .82, p < .001), 총효과(β = .81, p = .002)가 통계적으로 유의하였으나, 간접효과(β = -.01, p = .543)는 통계적으로 유의하지 않았다. 직무자원은 직접효과(β = -.05, p = .426), 간접효과(β = .02, p = .577), 총효과(β = -.04, p = .540)가 통계적으로 유의하지 않았다. 개인자원은 직접효과(β = .01, p = .924), 간접효과(β = .02, p = .591), 총효과(β = .03, p = .726)가 통계적으로 유의하지 않았다. 잡크래프팅은 직접효과(β = .05, p = .631), 총효과(β = .05, p = .631)가 통계적으로 유의하지 않았다. 소진에 대한 이들 변수의 설명력은 66.5%였다.

직무열의에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직무요구는 직접효과(β = -.33, p = .132), 간접효과(β = -.08, p = .696)가 통계적으로 유의하지 않았으나, 총효과(β = -.40, p < .001)는 통계적으로 유의하였다. 직무자원은 직접효과(β = -.04, p = .441)가 통계적으로 유의하지 않았으나, 간접효과(β = .19, p < .001), 총효과(β = .15, p = .035)는 통계적으로 유의하였다. 개인자원은 직접효과(β = .24, p < .001), 간접효과(β = .22, p < .001), 총효과(β = .47, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 잡크래프팅은 직접효과(β = .57, p < .001), 총효과(β = .57, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 소진은 직접효과(β = .06, p = .716), 총효과(β = .06, p = .716)가 통계적으로 유의하지 않았다. 조직몰입에 대한 이들 변수의 설명력은 62.1%였다.

조직유효성에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 잡크래프팅은 직접효과(β = .48, p < .001), 간접효과(β = .23, p < .001), 총효과(β = .71, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 소진은 직접효과(β = -.17, p < .001)가 통계적으로 유의하였으나 간접효과(β = .02, p = .695), 총효과(β = -.14, p = . 267)는 통계적으로 유의하지 않았다. 직무열의는 직접효과(β = .41, p < .001), 총효과(β = .41, p < .001)가 통계적으로 유의하였다. 조직유효성에 대한 이들 변수의 설명력은 76.7%였다(Table 3).

5. 간접효과 검정

본 연구모형에 팬텀변수를 이용하여 매개변수인 잡크래프팅, 소진, 직무열의가 조직유효성에 미치는 특정간접효과를 분석하였다(Figure 2). ‘직무요구 → 잡크래프팅 → 소진 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(B = .01, p = .435). 반면 ‘직무요구 → 잡크래프팅 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하였으며(B = -.14, p = .017), ‘직무요구 → 잡크래프팅 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과도 통계적으로 유의하였다(B = -.08, p = .017). 또한 ‘직무요구 → 잡크래프팅 → 소진 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(B = .01, p = .408). ‘직무자원 → 잡크래프팅 → 소진 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(B = -.01, p = .428). 반면 ‘직무자원 → 잡크래프팅 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하였고(B = .06, p < .001), ‘직무자원 → 잡크래프팅 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과도 통계적으로 유의하였다(B = .00, p = .004). 그러나 ‘직무자원 → 잡크래프팅 → 소진 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았고(B = .01, p = .445), ‘개인자원 → 잡크래프팅 → 소진 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(B = -.01, p = .451). ‘개인자원 → 잡크래프팅 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하였으며(B = .06, p < .001), ‘개인자원 → 잡크래프팅 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하였다(B = .04, p = .004). 그러나 ‘개인자원 → 잡크래프팅 → 소진 → 직무열의 → 조직유효성’ 경로의 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(B = .01, p = .445).

Figure 2
Path diagram for the modified model.
BO = Burnout; JC = Job crafting; JD = Job demands; JR = Job resources; OE = Organizational effectiveness; PR = Personal resources; WE = Work engagement; x1 = Work overload; x2 = Emotional labor; x3 = Peer support; x4 = Self-efficacy; y1 = Job crafting; y2 = Burnout; y3 = Work engagement; y4 = Job satisfaction; y5 = Organizational commitment; y6 = Organizational citizenship behavior.

^*p < .05. ^**p < .001.

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