Abstract

This study aimed to verify the structural relationship among organizational culture, work-life balance, wellbeing and depression. A total of 569 Korean employees were recruited. The measurement model and the structural model were verified and also the model applicability was examined through cross-validation across gender and age. The results show that organizational culture supporting work-life balance has positive effect on employees’ well-being and work-life balance whereas has negative effect on depression, and those effects are mediated by work-life balance. The results from the multi-group analysis showed that for both male and female employees in all age groups, organizational culture supporting work-life balance has significant effect on well-being, depression and work-life balance. In addition, it was verified that work-life balance significantly affects well-being and depression in all age groups regardless of gender.

Introduction

2018년 2월 주 52시간 노동 시대가 되면서 ‘워라밸’이라는 신조어가 등장할 만큼 근래 들어 ‘일과 삶 의 균형(work-life balance)’에 대한 관심이 높아졌고, 사회적으로도 큰 이슈가 되고 있다. ‘일과 삶의 균형’은 나이, 성별, 교육수준, 가족구조, 직업에 관련 없이 모든 직장인에게 중요한 관심사이다([1]Ugwu, Orjiakor, Enwereuzor, Onyedibe, & Ugwu, 2016). 최근 20대부터 50대까지의 직장인 1,054명을 대상으로 실시한 조사에서 우리나라 직장인들은 승진이나 경제적 보상보다도 일과 삶의 균형을 더 중요하게 인식하는 것으로 나타난 바 있다(조희경, 2014). 과거 가정이나 개인적 생활보다 회사와 일을 중시하던 인식이 개인적 삶의 질을 중시하는 것으로 변화된 것이다(이세훈, 2018).

서구에서는 삶의 기준 향상과 더불어 직장생활과 가정생활이 모두 중요하게 대두됨으로써 직장생활뿐 아니라 개인적 삶과 가정생활에 대한 중요도 또한 일찍부터 증대되었다([2]Taşdelen-Karçkay & Bakalım, 2017). 이에, 우리보다 앞서 일과 삶의 균형에 관해 관심을 가지고 연구를 시작해 온 국외 선행연구들을 살펴보면, ‘일과 삶의 균형’은 기업의 경영 효율을 높이고, 조직 구성원들의 삶의 만족, 안녕감, 정적 정서와 같은 전반적인 삶의 질을 높이며, 직무 스트레스와 소진, 그리고 일-삶 갈등을 감소시키는 주요 요인으로 밝혀졌다([3]Meyer & Maltin, 2010). 반면, ‘일과 삶의 불균형은 우울, 불안, 스트레스, 기분 장애와 부부 갈등을 초래하였으며(Pandu, Balu, & Poorani, 2013), 직장인에게 있어서는 업무 스트레스보다 더 강력한 위험요인인 것으로 밝혀지기도 하였다([4]Wang, Lesage, Schmitz, & Drapeau, 2008).

이와 같은 불균형을 타파하고 일과 가정의 양립이나 여가생활 및 자기계발에 대한 직장인들의 요구가 많아지면서, 최근 우리나라에서는 ‘저녁 있는 삶’이라는 용어로 표현되는 ‘일과 삶의 균형’이 매우 강조되고 있다(강민우, 홍영현, 서용원, 2018). 국내에서는 1980년대부터 주로 가족학이나 경영학 분야에서 일과 가정 간의 문제에 초점을 둔 연구들이 이루어져 왔다. 그러다 2000년대 들어서면서 긍정심리학의 영향으로 보다 적극적이고 긍정적인 관점으로 연구초점이 변화되었다. 김정운, 박정열(2008)이 처음으로 ‘일과 삶의 균형’을 심리학적 구성개념으로 정의하고 측정 도구를 개발한 이래, ‘일-가정’ 양자 간의 관계에서 문제를 중심으로 하던 연구에서 벗어나 ‘일-가정-개인’ 영역의 삶까지 확장하여 ‘일과 삶의 균형’을 탐구하는 연구들이 이루어졌다. 이후 지난 10년간 국내에서 발표된 ‘일과 삶의 균형’ 관련 경험적 연구논문은 십여 편에 불과하며, 대다수가 생산성, 업무성과, 또는 이직의도처럼 조직의 이익과 관련된 변인들과의 관계를 설명하는 연구로써 일과 삶의 균형이 개인의 심리적 건강에 미치는 영향에 관한 연구는 극소수에 불과하다.

특히, 상습적인 야근과 잦은 회식 등 우리나라의 오래 묵은 조직문화와 업무관행이 일-가정 갈등과 일과 삶의 불균형을 유발하는 주요 요인(유계숙, 2008)이라는 점을 고려할 때, 일과 삶의 균형과 관련하여 조직문화에 관한 연구가 아직 국내에서 이루어진 바 없다는 것은 놀라운 일이다. 2016년에 발표된 대한상공회의소의 ‘한국기업 조직건강도와 기업문화 종합보고서 ’에 따르면 국내 기업의 조직문화 수준은 글로벌 하위 25%로, 기업문화 측면에서 ‘습관적 야근’의 조직문화가 가장 심각한 문제점으로 드러났다. 우리나라 직장인들의 야근일수는 주 5일 기준으로 평균 2.3일이며, 주 3일 이상 야근한다고 응답한 직장인이 43.1%에 달한 반면, 야근을 전혀 하지 않는 직장인은 12.2%에 불과하였다. 또한, 노동생산성과 관련한 분석결과 일반 직장인 근로자의 노동생산성이 57%인 반면, 상습적 야근자의 노동생산성은 45%에 그쳐 야근할수록 업무성과가 떨어지는 ‘야근의 역설’이 경험적으로 확인되었다. 이러한 현실을 볼 때, 장시간의 노동과 부족한 휴일은 직장인 개인의 삶의 만족도를 떨어뜨리고, 가족의 행복을 잠식하는 주요 원인일 뿐만 아니라, 기업과 조직의 입장에서도 노동생산성, 직무몰입, 업무성과에 도움이 되지 않음에도 불구하고 여전히 관행처럼 이루어지고 있는 우리 사회의 고질적인 문제임을 알 수 있다. 따라서 일과 삶의 균형과 관련하여 조직문화를 탐구하는 것은 일과 삶의 균형에 대한 사회적 인식과 요구가 그 어느 때보다 높은 현시점에서 매우 의미 있는 작업이 될 것이다. 삶의 부정적 측면을 줄인다고 행복해지는 것은 아니며, 긍정적 측면을 늘려야 행복해진다는 긍정심리학적 접근을 고려할 때, 일과 가정 간 갈등과 불균형에 집중하던 기존의 접근에서 탈피하여 ‘일과 삶의 균형’에 초점을 두는, 더 적극적인 관점을 취하는 새로운 접근의 연구가 필요하다. 문제를 피하는 것만으로는 성장은 일어나지 않으며 기껏해야 ‘문제없는 상태’에 그치지만, 긍정적인 목표를 설정하고 적극적으로 노력할 때 인간의 동기와 에너지는 능동적으로 증가하며, 목표에 도달할 가능성도 그만큼 높아진다([5]Goetz, Robinson, & Meier, 2008). 긍정심리학은 문제를 없애는 것이나 문제가 없는 상태를 유지하는 것을 넘어서서, 성취와 번영, 안녕과 행복에 이르는 것이 궁극적인 목적이라는 점을 고려할 때, ‘일과 삶의 균형’과 개인의 심리적 건강 간의 관계를 밝히는 것 또한 매우 의미가 있을 것이다.

Ford, Cerasoli, Higgins, 그리고 Decesare(2011)[6]는 직장인의 건강과 업무성과 간의 논문들에 대한 메타분석연구논문에서 신체적 건강이 중간 정도의 상관이 있지만, 심리적 건강은 강한 상관이 있었다고 밝히면서, 조직은 업무성과의 향상을 위해서라도 구성원들의 심리적 건강을 위해 노력하는 것이 필요하다고 주장하였다. 최근 우리나라에서도 개인적 행복과 삶의 질에 대한 사람들의 관심이 높아지면서 직장인들의 심리적 건강에 관한 연구의 필요성이 높아지고 있다. 그러나 일과 삶의 균형과 관련된 대부분의 연구가 조직의 생산성(이직의도, 직무만족, 직무몰입 등)이나 가족관계 등에 초점을 맞추고 있으며, 일과 삶의 균형과 근로자의 정신건강에 대한 학문적 관심은 상대적으로 매우 부족하였다(손영미, 2014). 실무현장에서는 일과 삶의 균형을 여성을 위한 정책 차원의 개념으로만 인식하는 기업이 많으며, 심지어 일과 삶의 균형과 관련한 제도의 사용이 경력관리에 부정적인 영향을 미친다고 생각하는 직장인들이 많다(이세훈, 2018). 이런 현실을 고려할 때 최근 이슈가 되고 있는 일과 삶의 균형과 이를 지원하는 조직문화, 그리고 직장인의 심리적 건강 간의 관계를 면밀하게 규명하는 연구가 필요한 시점이라고 하겠다.

또한, ‘일과 삶의 균형’을 연구변인으로 상정하여 관련 변인 간의 관계를 분석한 국내연구는 지금까지 십여 편에 불과하며, 그나마도 회귀분석 수준의 분석 방법을 사용한 연구들이 대부분이었다. 중다회귀분석은 잠재변수를 추정하지 않으며 종속변수는 반드시 하나여야 한다는 제약이 있어서 이를 처리하기 위한 과정에서 측정변수 간의 오차가 무시된 채 분석이 진행된다는 큰 단점이 있다(우종필, 2012). 이에 반해 구조방정식 모형분석은 측정변수 외에도 잠재변수와 측정오차를 추정함으로써 측정변수 간에서 발생하는 측정오차를 고려한 사태에서 잠재변수 간의 인과관계를 분석하는 동시 추정이 가능하다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 따라서 구조방정식 모형분석이 더 정밀하게 구성개념 간 관계에 대한 설명이 가능하다고 하겠다. 그러나 지금까지 ‘일과 삶의 균형’에 관한 양적 연구 중에서 구조방정식 모형분석방법을 사용한 논문은 윤병훈, 송봉규(2014), 김혜온, 서상숙(2016), 그리고 박혜영(2016) 세 편에 그쳐 방법론적 측면에서 아쉬움이 있다.

지금까지 기술한 기존 연구의 한계를 보완하여 본 연구에서는 직장인들의 일과 삶의 균형과 관련 주요 변인들, 즉 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화와 직장인의 안녕감 및 우울 간의 구조적 관계를 밝히고, 이 관계가 다른 표본에서 얻은 자료에도 타당하게 부합하는지, 그리고 성별 및 연령별 구분에 따른 표본에도 적용 가능한지 비교분석을 하는 데 목적이 있다. 이를 구체적으로 밝히면 다음과 같다. 첫째, 이론과 선행연구들을 고찰하여 설정한 연구가설을 바탕으로 일과 삶의 균형과 관련 주요 변인 간의 관계를 가설로 설정하고, 이에 기초하여 구조방정식모형을 설정하고 이를 검증하고자 한다. 둘째, 모형개발과정에 포함되지 않은 새로운 표본에서 수집한 자료를 이용하여 일과 삶의 균형 관련 주요 변인 간 구조적 관계에 대한 모형의 교차타당성을 검토하고자 한다. 셋째, 본 연구의 구조모형이 직장인의 성별과 연령대별 집단 구분에도 안정적인지 모형의 적용가능성을 검토하고자 한다. 그리하여, 일과 삶의 균형과 이를 지원하는 조직문화, 그리고 직장인의 심리적 건강 간 즉, 우울은 낮추고 안녕감은 높일 수 있는 기제를 밝힘으로써 이후 직장인을 위한 정책적 제안이나 조직 차원의 제도의 마련과 개입서비스 개발에 유용하게 활용될 수 있도록 실천적 함의를 제공하는 데 궁극적인 목적이 있다.

일과 삶의 균형과 그 영향

학문적으로 개념으로서의 ‘일과 삶의 균형’ (work-life balance; 이하 WLB)은 직장인이 일 영역과 삶의 영역 간 균형을 이루기 위해 개인적 자원을 필요한 역할영역에 적절하게 배분하는 것을 말한다(최환규, 2018). 본 연구에서는 특히 일과 삶의 영역에 동등한 참여와 만족을 얻는 정도를 의미하는 ‘양적 균형’이 아니라 두 영역을 서로 보완하면서 하나의 삶을 이루는 ‘질적 균형’으로 정의한 Edralin(2013)의 견해를 취하였다. WLB은 그동안 개인의 문제로 간주하여 왔었지만([7]Emslie & Hunt, 2009), 일과 가정 혹은 일과 삶의 성공적인 균형이 조직과 조직구성원 모두에 도움이 된다는 경험적 연구결과가 축적되면서 최근 조직과 조직구성원 모두의 관심사로 등장하고 있다(김선아, 김민영, 김민정, 박성민, 2013; Julka & Mathur, 2017; Kim, 2014). 선행연구에 따르면, 일과 삶의 두 영역에서 균형을 이룬 직장인은 두 영역 모두에서 신체적, 심리적 그리고 사회적 자원을 획득하기가 쉽고, 이는 정적 정서(positive affect)의 경험 기회를 늘리며, 두 영역에서의 역할수행에서도 긍정적인 결과를 얻는 것으로 밝혀졌다(Greenhaus & Powell, 2006). 또한, 일과 삶 두 영역에서의 적극적인 역할수행이 직장인의 자신감과 자존감을 향상시켜 업무에서의 어려움을 극복할 수 있는 심리적 자원을 증가시키고, 이로 인해 안녕감(well-being)이 증가하는 것으로 밝혀졌다([8]Weer, Greenhaus, & Linnehan, 2010). Carlson, Kacmar, Wayne, 그리고 Grzywacz (2006)[9]는 일 이외의 개인적 삶의 영역에 충실한 직장인은 업무에서의 스트레스 상황에 대처하는 데 필요한 자원을 더 잘 획득하고, 여러 역할수행에 따른 효능감과 자신감, 긍정적 태도 등이 증진되며, 재정이나 건강 같은 자원이 확장되는 이득을 얻을 수 있으며, 이러한 삶의 영역에서의 이득이 조직의 생산성과 연결될 수 있다고 설명하였다. 이렇듯 삶의 여러 영역에서 균형을 이루는 직장인은 어느 한쪽으로 편향된 정보처리를 줄이고 역할의 유용성을 높일 수 있으며, 창의적인 생각과 의사결정 촉진으로 인해 조직의 생산성 향상에 기여하는 것으로 밝혀졌다([10]Forgas & George, 2001; [11]Madjar, Oldham, & Pratt 2002). 또한, 일과 삶의 균형은 삶의 만족 및 안녕감 같은 심리적 건강을 향상시키고([12]Grzywacz, 2000), 업무 영역에서도 직무만족과 조직전념 등에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다([13]Cegarra-Leiva, Sánchez-Vidal, & Gabriel Cegarra-Navarro, 2012).

반면, 일과 삶의 불균형은 소진(burnout)을 경험하게 만들고([14]Nitzsche, Pfaff, Jung, & Driller, 2013), 우울과 같은 심리적 건강을 악화시켜 낮은 성과와 높은 결근율과 같은 직장인의 업무 영역에도 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다([15]Frone, Yardley, & Markel, 1997). 특히 우울은 현대인들이 가장 빈번하게 경험하는 심리적 건강지표 중 하나로서 조직의 생산성에 부정적인 영향을 미치는 것으로 알려져있다([16]Lerner & Henke, 2008). 최근 우리나라 통계청의 조사 결과에 따르면 인구의 약 54.7%가 일상생활에서 스트레스를 받고 있으며, 그중 직장생활에서의 스트레스가 73.3%로 가장 높게 나타났는데, 직무 스트레스 수준이 높을수록 우울 또는 불안군에 속할 가능성이 유의하게 증가하였다(김윤신, 김은진, 임세원, 신동원, 오강섭, 신영철, 2015). 우울은 삶의 질을 떨어뜨리는 주요 원인 중의 하나로서(허준수, 유수현, 2002), 업무 스트레스, 직장과 가정에 대한 과다한 책임과 일-가정에서의 갈등을 경험할 가능성이 커 우울이 심화될 수 있다(김성국, 박수연, 이현실, 2017). 우울은 업무실행능력을 떨어뜨려 성과와 생산성을 저하시키는 원인이 되고([17]Adler, McLaughlin, Rogers, Chang, Lapitsky, & Lerner, 2006), 결근율과 이직율을 높여 조직의 비용낭비를 초래하며([18]Kato, Haruyama, Endo, Tsutsumi, & Muto, 2014), 경미한 수준의 우울조차 역할수행에 영향을 주면서 자신의 업무에 대한 의미와 가치를 낮게 평가하게 하고 나아가 삶에 대한 의미도 찾기 어렵게 만드는 것으로 보고되고 있다([19]Beck, Crain, Solberg, Unützer, Glasgow, Maciosek, & Whitebird, 2011).

서구에서는 WLB가 개인, 가족, 조직 및 사회에 미치는 영향에 대한 연구자들의 관심이 지속적으로 증가해 왔고([20]Greenhaus & Kossek, 2014; [21]Ten Brummelhuis & Bakker, 2012), WLB에 대한 조직의 지원이 구성원 개인과 그 가족뿐 아니라 조직에도 매우 중요하게 인식되고 있는데, 이는 WLB가 높은 구성원이 업무에 대한 동기와 몰입이 높으며, 이직의도와 근무이탈이 낮지만, 삶의 만족 등의 전반적인 심리적 건강이 높다는 연구결과들의 축적 때문이다([22]Sánchez-Vidal, Cegarra-Leiva, & Cegarra- Navarro, 2012). 우리나라의 경우는 최근 WLB에 대한 요구가 늘어나면서 이를 촉진하기 위한 제도의 일환으로서 조직에서는 휴가, 자녀 돌봄, 재택근무 등의 지원을 제공하기 시작하였으며, 정부에서도 이와 관련된 제도와 정책의 가이드라인을 마련하는 등 많은 관심을 보이고 있다(오현규, 박성민, 2014). 그러나 시간을 둘러싼 양적인 측면에서의 지원에 그치고 있어, 질적인 측면에서의 관심과 지원은 아직 미비하다. 일과 삶 간의 균형이 단순히 두 영역에 투자하는 시간의 양에 의해 결정되는 것은 아닐 것이다. 개인에게 즐겁고 의미 있는 경험을 가져다줄 수 있는 내용으로 일과 삶의 영역이 채워질 때 우울은 낮추고 안녕감이 향상될 것이며, 이는 다시 조직과 사회 전체의 이득으로 선순환 할 것이다.

일과 삶의 균형 지원 조직문화와 그 영향

조직문화란 구성원들이 다양한 상황에 대한 해석과 행위를 불러일으키는 공유된 정신적인 가치를 의미하는데(한국심리학회, 2014), 본 연구에서는 특별히 WLB를 지원하는 조직문화(이후 WLB 조직문화)에 관심이 있다. WLB 조직문화는 기업이 조직원의 개인적 삶의 영역에서 역할을 수행할 수 있도록 지원하는 것을 말한다([14]Nitzsche et al., 2013). 선행연구들을 살펴보면, 구성원의 WLB를 지원하는 조직문화는 조직의 성과와 생산성을 높이는 반면([13]Cegarra-Leiva et al., 2012), 업무성과의 달성에 집중하는 조직문화는 피로나 우울, 질병과 같은 구성원의 전반적인 건강에 부정적인 결과를 초래하는 것으로 나타났다([23]Zheng, Molineux, Mirshekary, & Scarparo, 2015). 또한, WLB 조직문화는 조직구성원의 WLB에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. Allen(2001)[24]의 연구에 따르면 조직으로부터 WLB 지원을 적게 경험할수록 일-가정 갈등과 이직의도를 더 많이 경험하였으며, 직무만족과 직무몰입은 더 낮은 것으로 나타났다. 조직구성원은 자신과 자신이 소속되어 있는 가정과 조직을 위해 성장하고 발전하고 가장 잘 기능하는 수준에 도달하려는 본능적인 경향이 있다([25]Wayne, Grzywacz, Carlson, & Kacmar, 2007). 조직구성원은 한 영역에서의 자원을 다른 영역에서 활용하고 유지하고 강화할 때 다른 영역에서 향상된 결과를 얻을 수 있으며, 이는 두 영역 간에 상호적이다(Greenhaus & Powell, 2006). 이런 이유로 조직구성원의 WLB를 지원하고 촉진하는 문화는 조직에 굉장히 중요하다([14]Nitzsche et al., 2013). 조직구성원에게 인식된 조직 지원은 직무 만족과 조직 전념에 매우 긍정적인 영향을 미치며([26]Eisenberger, Huntington, Hutchison, Sowa, 1986), 조직원의 성과에 긍정적인 영향을 미치며, 이직의도에 강한 부정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다([27]Riggle, Edmondson, & Hansen, 2009).

WLB에 대한 조직의 지원이 조직과 조직구성원 모두에 긍정적인 결과를 가져오는 기제에 관한 선행연구들을 살펴보면, WLB 조직문화가 구성원들의 정서 고갈과 같은 심리적 압박을 줄임으로써 스트레스를 감소시키는 것으로 나타났다([14]Nitzsche et al., 2013). 인도의 기혼 직장인을 대상으로 한 연구에서는 WLB 관련 조직의 지원은 직무 만족에 긍정적인 영향을 미쳤고([28]Aryee, Srinivas, & Tan, 2005), 미국의 기혼 직장인을 대상으로 한 연구에서는 동료의 지원이 WLB와 직무만족에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다([29]Ferguson, Carlson, Zivnuska, & Whitten, 2012), 또한 3,504명을 대상으로 한 Thompson과 Prottas(2005)[30]의 대규모 연구에서는 조직과 동료의 지원이 가정 친화적 정책보다 WLB에 더 효과적으로 기여하는 것으로 나타났다.

조직의 지원 중에서도 최근에는 상사의 행동이 미치는 영향에 관한 연구가 증가하고 있다([31]Li, McCauley, & Shaffer, 2017). 상사는 구성원이 일과 가정에서 성공적으로 균형을 유지하도록 돕는 강력한 자원으로서([32]Russo, Buonocore, Carmeli, & Guo, 2018), WLB를 지원하는 상사의 태도는 구성원의 업무 태도에 긍정적인 영향을 미친다([33]Matthews, Mills, Trout, & English, 2014). 환경적 요소로서 가정 친화적 일터는 구성원들의 일-가정 갈등을 감소시키고([34]Matias, Ferreira, Vieira, Cadima, Leal, & Mena Matos, 2017), 특히 상사가 WLB를 지원할수록 구성원은 반생산적 행동을 적게 하였으며(Germeys & De Gieter, 2017), 일-가정 강화(enrichment)가 증진되는 것으로 밝혀졌다([35]Bagger & Li, 2014; [36]Las Heras, Trefalt, & Escribano, 2015; [33]Matthews et al., 2014; [37]Wayne, Casper, Allen, & Matthews, 2013). WLB를 지원하는 상사는 조직의 구성원이 심리적 효능감을 느끼게 함으로써 직무에서의 발전을 돕는다(Russo et al., 2018).

Kossek, Pichler, Bodner과 Hammer(2011)[38]의 연구에 따르면 상사의 지원은 조직의 WLB 지원에 대한 구성원들의 인식과 정(+)적인 상관이 있었으며, 이는 다시 일-가정 갈등을 감소시키며, 상사의 지원과 더불어 WLB 조직문화는 구성원들의 직무만족과 정서적 전념에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다([39]Baral & Bhargava, 2010). 더구나 상사의 지원은 유연근무제, 재택근무 같은 조직의 공식적인 가정 친화 정책보다 더 효과적인 것으로 나타났는데([40]Hammer, Kossek, Yragui, Bodner, & Hanson, 2009), 이는 조직의 공식적 정책이나 제도 보다 상사의 비공식적인 태도가 구성원들의 삶에는 더 직접적인 영향을 주기 때문으로 풀이된다.

상사에 따라서는 구성원들의 WLB 지원보다 조직의 업무성과 달성에 더 큰 가치를 두기도 하며([41]Graves, Ohlott, & Ruderman., 2007), WLB를 위한 제도가 업무성과나 생산성에 긍정적인 영향을 미친다는 확신이 없기에 이러한 제도에 대해 부정적인 태도를 취하는 상사들도 있는데, 이것이 상사와 구성원 사이에 갈등의 원인이 되기도 한다([22]Sánchez-Vidal et al., 2012). 이러한 갈등은 업무성과에 오히려 부정적인 영향을 미칠 수 있다(Zheng et al.,. 2015)는 점에서 최근 WLB를 지원하는 조직문화가 강조되고 있다.

이러한 배경 하에 본 연구에서는 여러 선행연구들을 바탕으로 직장인의 WLB를 설명하는 선행변수로서 조직문화를 선정하였고, 결과변수로서는 개인적 차원의 일과 삶의 균형과 심리적 건강(안녕감, 우울)을 선정하여 일과 삶의 균형에 관한 가설적 연구모형을 수립하였다. 직장인의 WLB에 영향을 미치는 환경맥락의 외생변수로서 WLB 조직문화의 효과를 구체적으로 밝히고, 그에 따라 직장인의 WLB가 그들의 안녕감과 우울에 미치는 영향을 포괄적으로 설명하기 위해 본 연구에서 설정한 연구가설은 다음과 같다.

가설 1. WLB 조직문화는 직장인의 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.

가설 2. WLB 조직문화는 직장인의 우울에 부(-)적 영향을 미칠 것이다.

가설 3. WLB 조직문화는 직장인의 WLB에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.

가설 4. WLB 조직문화는 WLB를 매개로 하여 안녕감에 영향을 미칠 것이다.

가설 5. WLB 조직문화는 WLB를 매개로 하여 우울에 영향을 미칠 것이다.

이상의 연구가설에서 제기된 변인들 간의 구조적관계를 검증하기 위해 본 연구에서 설정한 연구모형은 Figure 1과 같다.

Figure 1.

연구 모형

방 법

연구대상

본 연구에 필요한 자료의 수집을 위해 수도권 소재 직장에 근무 중인 20~50대의 직장인들을 대상으로 설문을 실시하였다. 자료의 편기를 방지하기 위해 영리기관과 비영리기관으로 구분하여 영리기관은 대기업, 중견기업, 중소기업 등으로 구분하고, 비영리기관은 공기업, 사회복지기관과 공공연구소로 구분하여 고르게 자료를 얻고자 하였다. 설문자료는 각 기관 및 사업장에 사전연락을 취해 연구 취지와 목적, 그리고 방법에 대해 자세히 밝힌 후 동의를 얻은 후 방문하여 수집하였고, 설문을 실시하기 전에 응답자로 하여금 연구목적, 비밀유지와 개인정보보호 등 연구윤리준수에 관한 내용을 자세히 읽고 난 후 연구 참여에 동의하는 경우에만 설문에 응하도록 안내하였다. 전체 응답자 597명 중 문항을 빠뜨리거나 불성실하게 응답한 자료 29부를 제거하고 최종 569명(95.3%)의 자료를 분석에 사용하였다.

전체 자료를 무작위로 두 개의 표본으로 구분하여 자료의 1/2은 측정모형 및 구조모형 평가를 위한 표본 1로, 그리고 남은 1/2은 교차타당화를 위한 표본 2에 할당하였다. 본 연구에서 사용된 표본의 인구학적 특성은 표 1과 같다. 표본 1의 평균 연령은 38.9(¯SD=8.67)세로서 남성은 192명(67.6%)이었고, 여성은 92명(32.4%)이었으며, 표본 2의 평균연령은 37.7(¯SD=8.35)세로서 남성은 179명(62.8%)이었고, 여성은 106명(37.2%)이었다. 전체 표본의 평균연령은 38.3(¯SD=8.52)세로서 남성은 371명(65.2%)이었고, 여성은 198명(34.8%)이었다.

표 1. 연구 참여자들의 인구학적 특성

측정 도구

일과 삶의 균형 지원 조직문화

일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화를 측정하기 위해 박정열과 손영미(2016)가 개발한 일과 삶의 균형 조직문화 척도(WLB 조직문화척도)를 사용하였다. WLB 조직문화 척도는 기업의지 5개 문항(예: 우리 회사는 직원들의 일과 삶의 균형을 중요하게 생각한다), 상사배려 5개 문항(예: 나의 상사는 부하직원의 가정생활을 중요하게 생각한다), 동료 의사소통 4개 문항(예: 나의 동료는 일 이외의 삶(가족, 여가, 성장 및 자기계발)에 대해 이야기를 나눌 수 있는 대상이다), 동료지원 4개 문항(예: 나의 동료는 일 이외의 문제(가족, 여가, 성장 및 자기계발)로 사정이 생겼을 때 업무분담을 해준다), 제도사용 용이성 4개 문항(예: 우리 부서는 개인적인 일이나 가족행사를 위해 휴가를 내는 것은 어렵지 않다) 등 총 22개 문항으로 구성되었으며, 5점 Likert 응답방식(1=절대 아니다, 5=매우 그렇다)으로 되어 있다. 박정열과 손영미(2016)의 연구에서 전체문항의 내적일치도(Cronbach's α)는 .94였고, 각 하위요인별 내적일치도는 기업의지 .92, 상사배려 .92, 동료 의사소통 .92, 동료지원 .87, 제도사용 용이성 .87이었다. 본 연구에서는 전체문항의 내적일치도는 .96이었으며, 하위 요인별 내적일치도는 각각 .93, .93, .92, .92, .84로 나타났다.

안녕감

안녕감을 측정하기 위해 미국에서 개발된 Mental Health Continuum Short Form([42]Keyes, Wissing, Potgieter, Temane, Kruger, & Van Rooy, 2008)을 임영진, 고영건, 신희천과 조용래(2012)가 한국 성인을 대상으로 타당화한 한국판 정신적웰빙척도(K-MHC-SF)를 사용하였다. 본 척도는 정서적 웰빙 3문항(예: 삶에 흥미를 느꼈다), 사회적 웰빙 5문항(예: 나는 사회에 공헌할 만한 능력을 지니고 있다고 느꼈다)과 심리적 웰빙 6문항(예: 나를 성장시키고 더 나은 사람이 되도록 자극을 주는 경험들을 했다고 느꼈다) 등 총 14문항으로 구성되었으며, 6점 Likert 응답방식(0=전혀 없음, 5=매일)으로 되어 있다. 임영진 등(2012)의 연구에서 전체문항의 내적일치도는 .93이었으며, 하위 요인별 내적일치도는 정서적 웰빙 .88, 사회적 웰빙 .81, 심리적 웰빙 .90이었다. 본 연구에서는 전체문항의 내적일치도는 .94이었으며, 하위요인별 내적일치도는 각각 .94, .85, .92로 나타났다.

우울

우울을 측정하기 위해서 20개 문항으로 구성된 기존의 The Center for Epidemiologic Studies-Depression Scale(CES-D; [43]Radloff, 1977)을 축약한 단축형 척도인 Iowa형 CES-D를 사용하였다. 이 척도는 총 11개로 구성되어 있으며, 우울감정 3개 문항(예: 세상에 홀로 있는 듯한 외로움을 느꼈다), 긍정적 감정 2개 문항(예: 비교적 잘 지냈다), 신체행동둔화 4개 문항(예: 모든 일들이 힘들게 느껴졌다), 그리고 대인관계 2개 문항(예: 사람들이 나를 싫어하는 것 같았다)으로 구성되어 있으며, 4점 Likert 응답방식(1=극히 드물다, 4=대부분 그랬다)으로 되어 있다(허만세, 박병선, 배성우, 2015). 긍정적 감정 하위요인의 경우 점수가 높을수록 우울 정도가 심하다는 것을 의미하도록 역산한다. 권현수(2009)의 연구에서 전체문항의 내적일치도는 .86이었으며, 하위 요인별 내적일치도는 우울감정 .79, 긍정적 감정 .65, 신체행동둔화 .74, 대인관계 .76이었다. 본 연구에서의 전체문항의 내적일치도는 .88이었으며, 하위 요인별 내적일치도는 각각 .81, 61, .73, .75로 나타났다.

일과 삶의 균형

일과 삶의 균형을 측정하기 위해 김정운과 박정열(2008)이 개발한 ‘일과 삶의 균형 척도를 사용하였다. 이 척도는 일-가족 균형 8개 문항(예: 나는 가족에게 신경을 많이 쓰지는 못하는 편이다), 일-여가 균형 8개 문항(예: 나는 여가나 운동에 할애하는 시간이 적다), 일-성장 균형 9개 문항(예: 일 때문에 피곤해서 자기개발을 할 마음이 생기지 않는다), 전반적 평가 4개 문항(예: 퇴근 후에는 지쳐서 아무것도 하고 싶은 마음이 없다) 등 총 29개 문항으로 구성되어 있으며, 5점 Likert 응답방식(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)으로 되어 있다. 원척도는 모든 문항이 부정문으로 진술되어 있어, 본 연구에서는 점수가 높을수록 ‘일-삶 균형’ 수준이 높다는 것을 의미할 수 있도록 역산하였다. 김정운과 박정열(2008)의 연구에서 내적일치도(Cronbach's α)는 일-가족 균형 .68, 일-여가 균형 .80, 일-성장 균형 .85, 전반적 평가 .74이었다. 본 연구에서는 전체문항의 내적일치도는 .93이었으며, 하위 요인별 내적일치도는 각각 .60, .85, .91, .89로 나타났다.

분석 방법

표본으로부터 얻은 자료는 다음과 같은 과정을 거쳐 분석을 실시하였다. 첫째, 주요 변인들의 기술통계치를 산출하고, 각 척도들의 내적 일치도 확인을 위해 Cronbach's α 계수를 산출하였으며. 각 변인들 간의 다중공선성을 확인하고 변인 간 관계를 파악하기 위해 상관분석을 실시하였다. 둘째, 측정변수가 잠재변수에 의해 적절하게 추정되고 있는지 확인하고, 측정모형의 적합도를 평가하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 셋째, 선행연구를 기반으로 가설적으로 설정한 이론모형에 대한 평가를 위하여 구조방정식 모형분석을 실시하였다. 구조방정식 모형은 오차의 독립성을 강조하지만 유사내용의 문항이 있을 경우 문항 간의 잔여상관이 예상되기 때문에 오차공분산을 허용할 수 있다는 견해(홍세희, 2000)에 따라 두 변인 간의 상관계수가 .70(p< .01)로 문항 구성에 있어 유사성이 있다고 판단되는 WLB 조직문화의 ‘WLB 동료 의사소통-WLB 동료지원’ 간 오차공분산을 허용하였다. 본 연구에서는 모형 평가와 검증을 위한 적합도지수로 χ2, TLI, CFI 및 RMSEA를 사용하였는데, TLI와 CFI는 .90 이상 RMSEA는 .08 이하이면 좋은 적합도라고 판단할 수 있다. 끝으로, 이론모형을 바탕으로 연구변인의 영향 관계에 대한 유의성 여부를 검증하기 위해 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법을 사용하여 매개효과분석을 실시하였다.

기술통계치와 상관분석을 위해서는 SPSS Program 21.0을 이용하였고, 측정모형의 확인적 요인분석과 구조방정식모형분석을 위해서는 AMOS Program 24.0을 이용하였다.

결 과

기술통계치 및 상관분석 결과

본 연구에서 수집한 자료의 특성을 파악하고, 다변량분석을 위한 정규분포가정 충족 여부, 그리고 구조방정식모형의 타당성을 검토하기 위하여 각 변인별 평균과 표준편차, 왜도와 첨도를 산출하였고, 그 결과를 표 2에 제시하였다. 표 2에서 보듯이, 본 연구모형에 사용된 모든 변수들이 Hong, Malik, 그리고 Lee(2003)[44]가 제시한 구조방정식모형분석을 위한 정규분포 조건(왜도 ±2, 첨도 ±7 미만)을 충족하고 있음을 확인하였다.

다음으로, 본 연구에서 사용된 이론변수들의 상관관계를 밝히기 위하여 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis; CFA)을 실시하였다. 이를 위해 모형의 측정변수들은 척도의 평균값을 사용하였으며, 모수 추정방식으로 최대우도법(Maximum Likelihood Method; ML)을 이용하였다. 측정모형의 이론변수들 간 상관과 평균 및 표준편차는 표 3에 제시하였다. 표에서 알 수 있듯이, WLB 조직문화는 안녕감과 WLB에 정(+)적 상관을, 우울과는 부(-)적 상관을 나타내었고, 안녕감은 WLB와는 정(+)적 상관을, 우울과는 부(-)적 상관을 보이고 있어 모든 변수들이 기대되는 방향의 상관을 나타내었다. 끝으로, 본 연구모형의 구성개념 간 상관의 크기는 절대값 기준 .38에서 .51에 이르는 것으로 나타나 모형에 투입되는 잠재변수들 간 변별타당도는 상관계수로 판단할 수 있으며, 그 크기는 .4∼.6이 적정하다고 한 Anderson과 Gerbing(1988)[45]의 주장에 비추어 볼 때 본 연구모형의 구성개념 간의 변별타당도가 적정수준인 것으로 확인되었다.

표 2. 모형에 투입된 측정변수들에 대한 기술통계 (N=284)

측정모형 검증

표 3. 측정모형의 이론변수 간 상관행렬

측정변수들이 해당 잠재변수를 적절하게 설명하고 있는지를 확인하기 위하여 측정모형을 검증하였으며 결과를 표 4와 Figure 2에 제시하였다. 측정모형 분석측정변수들이 표준화추정치를 기준으로 .5를 상회하는 값을 나타내었으며, C.R.값을 기준으로 하는 경우에도 모든 변수가 통계적으로 유의한 값(p<.001)을 나타내었다. 이어서 측정모형의 적합도를 확인하였으며, 결과를 Figure 2에 제시하였다. 측정모형의 적합도지수는 χ2(df=97)=273.688, TLI=.909, CFI= .927 및 RMSEA=.080으로 나타났다. CFI와 TLI는 .90 이상, RMSEA는 .08로 좋은 적합도를 보였다. 이로써 본 연구의 측정모형이 실제 우리나라 직장인으로부터 수집한 경험적 자료에 잘 부합하는 것으로 확인되었다.

Figure 2.

측정모형

구조방정식 모형의 검증

표 4. 확인적 요인분석 결과

Figure 1의 연구모형에 대한 구조방정식모형분석을 실시하였고, 결과를 Figure 3과 표 5에 제시하였다. Figure 3에서 보듯이 가설적 연구모형의 적합도지수들은 χ2(df=99)=275.828, TLI= .910, CFI=.926, RMSEA=.080으로 모두 ‘좋은 적합도’의 판정기준에 부합하였으며, 이로써 본 연구에서 설정한 가설적 연구모형이 경험적 자료에도 잘 부합하는 것을 알 수 있었다. 각 잠재변수들에 대한 인과관계 경로에 대한 유의성 검증결과를 살펴보면, 표 5에 제시한 바와 같이 ‘WLB 조직문화 → 안녕감’, ‘WLB 조직문화 → 우울’, ‘WLB 조직문화 → 일과 삶의 균형’, ‘일과 삶의 균형 → 안녕감’, ‘일과 삶의 균형 → 우울’의 다섯 가지 경로 모두가 유의주순 .001에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

Figure 3.

연구모형의 검증 결과

표 5. 연구모형의 경로계수

이로써 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화일수록 직장인의 안녕감이 증가하고(가설 1), 우울은 낮아지며(가설 2), 일과 삶의 균형은 증가할 것(가설 3)이라는 본 연구모형의 직접경로에 관한 가설 1과 가설 2 그리고 가설 3이 모두 지지되었다.

매개모형 검증

다음으로 연구모형의 잠재변수들 간 간접경로의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 각 경로의 효과를 분해하여 총효과, 직접효과 및 간접효과를 산출하고, 그 결과를 표 6에 제시하였다. WLB조직문화에서 안녕감에 이르는 경로는 총효과 .55(p<.01), 직접효과 .40(p<.01), 간접효과 .16(p<.01)이었으며, WLB조직문화에서 우울에 이르는 경로는 총효과 -.47(p<.01), 직접효과 -.26(p<.01), 간접효과 -.21(p<.01)로 두 경로 모두 직접효과가 더 큰 것으로 나타났다.

표 6. 연구모형의 각 경로에 대한 총효과, 직접효과 및 간접효과 검증 결과

이어, 일과 삶의 균형 변수가 가진 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑 절차에 따라 신뢰구간을 95%로 설정하고, 표본 1(N=284)에서 무선표집으로 생성된 2,000개의 자료표본을 토대로 모수추정을 실시하였으며, 그 결과를 표 7에 제시하였다. 그 결과 ‘WLB 조직문화 → 일과 삶의 균형 → 안녕감’ 경로의 간접효과는 .16(p < .01)으로 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않았으며, ‘WLB 조직문화 → 일과 삶의 균형 → 우울’ 경로의 간접효과 역시 -.21(p < .01)로 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않았다. 이로써 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화가 직장인의 안녕감 및 우울에 미치는 영향을 일과 삶의 균형이 매개할 것이라는 가설 4와 가설 5는 모두 지지되었다.

표 7. 개별 간접효과의 유의성 검증

구조방정식모형의 교차타당화(cross- validation)

연구모형의 일반화 가능성을 확인하기 위해서는 교차타당화 연구가 필요하므로(이순묵, 1990), 연구모형에 새로운 자료인 표본 2를 적용시켜 그 적합도를 평가하였고, 그 결과를 Figure 4에 제시하였다. Figure 4에서 알 수 있듯이, 타당화모형의 적합도 지수들은 χ2(df=98)= 306.590, TLI=.903, CFI=.921, RMSEA=.086으로 나타났다. 이로써 주요 적합도지수들이 모두 ‘좋은 적합도’ 판정 기준에 부합하였으므로, 본 연구모형이 교차타당화를 위한 새로운 표본으로부터 수집한 자료에도 잘 부합하는 것으로 판단된다.

Figure 4.

교차타당화모형의 검증 결과

구조방정식모형의 적용가능성 검토

구조방정식모형은 자료의 특성에 의해 우연히 도출될 가능성이 있으므로, 여러 기준으로 자료를 구분하여 모형을 적용했을 경우에도 모형이 안정적으로 검증되는지 탐색해 볼 필요가 있다(Byrne, 2001). 이에, 본 연구에서 상정한 구조방정식모형의 적용가능성을 검토하기 위해 성, 연령, 그리고 혼인상태에 따라 표본집단을 구분하여 다중집단분석을 실시하였고 결과는 다음과 같다.

첫째, 성별 다중집단 확인적 요인분석을 실시한 결과 표 8에 제시한 바와 같이, 비제약모형인 모형 A의 검증 결과 TLI=.911, CFI= .928, RMSEA=.057로 좋은 적합도를 보이고 있어 두 집단 간의 형태동일성이 검증되었다고 할 수 있다. 이어, 남녀 집단표본에서의 요인부하량이 동일하다고 제약된 모형 B와 아무런 제약을 하지 않은 자유모형 A 간의 χ2값 차이(∆χ2)는 4.73이었고, 자유도 차이(∆df)는 12로 나타났다. 이는 χ2분포의 임계치 21.03(α=.05, df=12)보다 작기 때문에 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 밝혀졌다. 이어 요인부하량에 더하여 공분산까지 등치제약을 한 모형 C와 요인부하량, 공분산, 나아가 오차분산까지도 동일하다고 제약을 한 모형 D 역시 자유모형 A와의 모형비교에서 모형 간 χ2값 차이(∆χ2)가 df=38일 때의 χ2분포(모형 C)와 df=55일 때의 χ2분포(모형 D)에서 α=.05 수준에서의 임계치보다 작았으므로, 모형 간의 차이가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이로써 요인부하량, 공분산, 오차분산까지 동일하다고 한 경우에도 성별에 따른 두 모형 간 측정동일성이 확보되었다.

표 8. 성별에 따른 다중집단 확인적 요인분석 결과 (N=569)

이어, 적합도 비교에서 요인부하량, 공분산, 오차분산까지 등치제약을 가한 모형 D의 적합도가 TLI=.932, CFI=.930, RMSEA=.050로서 가장 좋은 적합도를 나타내었으므로, 최종적으로 모형 D를 채택하였다. 이로써 본 연구에서 설정한 구조방정식모형의 측정모형은 성별에 상관없이 직장인에게 적용 가능한 것을 확인하였으므로, 다음 단계인 다중집단 구조모형분석을 실시하였다.

성별에 따라 WLB 조직문화, WLB, 안녕감 및 우울 간의 인과관계의 영향력 차이를 검증하기 위해 다중집단 구조모형분석을 실시하여 χ2 차이를 검증한 결과는 표 9와 같다. 등치제약모형(χ2=568.07, df=201)과 등치비제약모형의 경로별 비교에서, 다른 4개 경로에서는 모형 간 차이가 통계적으로 유의하지 않았으나, 유일하게 ‘WLB → 안녕감’ 경로는 모형 간 χ2값 차이가 4.59(∆df=1)로서 χ2분포(α=.05, df=1)의 임계치 3.84보다 큰 것으로 나타났다. 따라서 WLB가 안녕감에 미치는 영향을 제외하고는 나머지 네 경로는 모두 성별 구분에 따른 모형비교에서 통계적 차이가 없는 동일한 모형임이 확인되었다.

표 9. 성별에 따른 구조모형의 경로제약 결과와 경로계수 차이 검증 (N=569)

둘째, 연령대별 다중집단 확인적 요인분석을 실시하였고, 그 결과는 표 10과 같다. 등치제약을 하지 않은 자유모형인 모형 A의 모형적합도는 TLI=.904, CFI= .923, RMSEA=.049로 좋은 적합도를 보이고 있어 20~30대 집단과 40~50대 집단 간 모형의 형태동일성이 확인되었다. 이어 요인부하량이 제한된 모형 B와 등치제약을 하지 않은 자유모형 A 간의 모형비교결과 χ2차이값(∆χ2)은 28.61, df의 차이(∆df)는 24로서 χ2분포의 임계치 36.74(α=.05, df=24)보다 작기 때문에 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 밝혀졌다.

이어 요인부하량에 더하여 공분산까지 등치제약을 한 모형 C의 경우 χ2값 차이는 218.33, df의 차이는 26으로 χ2(α=.05, df=26)의 임계치 38.89보다 큰 것으로 나타났고, 요인부하량, 공분산, 나아가 오차분산까지도 동일하다고 제약을 한 모형 D의 경우 χ2값 차이는 307.37, df의 차이는 60으로 χ2(α=.05, df=60)의 임계치 79.08보다 크기 때문에 α=.05 수준에서 통계적으로 유의한 차이가 확인되었다. 따라서 20~30대와 40~50대로 구분하여 실시한 연령대별 모형의 측정동일성은 요인부하량 등치제약 수준까지 확보되고, 공분산과 오차분산까지 등치제약을 하는 경우에는 측정동일성이 확보되지 않았다. 그러나 공분산과 오차분산까지 동일하다고 제약하는 것은 매우 엄격한 기준으로 모형비교를 하는 것으로서, 모형 C와 D의 유의성 검증을 반드시 통과해야 하는 것은 아니라는 우종필(2016)의 견해에 비추어 볼 때 모형 B의 요인부하량 등치제약 조건을 통과한 것만으로도 연령대별 구분에 따른 두 집단의 측정모형의 동일성은 확보되었다고 볼 수 있겠다. 더불어, 적합도 비교에서도 모형 A, B, C, D 중에서 요인부하량에만 등치제약을 가한 모형 B의 적합도가 TLI=.910, CFI=.922, RMSEA=.047로서 가장 좋은 적합도를 나타내었으므로, 최종적으로 모형 B를 채택하였다. 이로써 본 연구에서 설정한 구조방정식모형의 측정모형은 20~30대 직장인이든 40~50대 직장인이든 상관없이 적용 가능한 것을 확인하였으므로, 다음 단계의 구조모형에 대한 다중집단 분석을 실시하였다.

표 10. 연령대에 따른 다중집단 확인적 요인분석 결과 (N=569)

연령대에 따라 WLB 조직문화, WLB, 안녕감 및 우울 간의 인과관계의 영향력 차이를 검증하기 위해 다중집단 구조모형분석을 실시하여 χ2 차이를 검증한 결과는 표 11과 같다. 등치제약모형(χ2=607.957, df=201)과 등치비제약모형의 경로별 비교에서, 5개 경로 모두 χ2(α=.05, df=1)의 임계치 5.99보다 적은 것으로 나타나 α=.05 수준에서 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 확인되었다. 따라서 모든 경로들이 연령대별 구분에 따른 모형비교에서 통계적 차이가 없는 동일한 모형임이 확인되었다.

표 11. 연령대에 따른 구조모형의 경로제약 결과와 경로계수 차이 검증 (N=569)

논 의

본 연구는 이론과 선행연구 고찰을 토대로 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화와 직장인의 일과 삶의 균형, 안녕감 및 우울 간의 구조적 관계를 연구모형으로 상정하고, 수도권 소재 직장에 근무하는 사무직 근로자들로부터 수집한 자료를 토대로 확인적 요인분석과 구조방정식모형분석을 실시하였다. 모형의 검증, 모형의 교차타당화, 그리고 성별과 연령대에 따른 모형의 적용가능성 검토를 실시한 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 표본 1의 자료를 대상으로 확인적 요인분석과 구조방정식모형분석을 실시한 결과 측정모형과 구조모형이 모두 좋은 적합도 기준을 충족하여, 본 연구에서 설정한 가설적 연구모형이 실제 수도권에 소재하는 직장에 근무하는 20대~50대의 사무직 근로자들로부터 얻은 경험적 자료에 잘 부합하는 것으로 밝혀졌다. 다음으로, 본 연구모형의 교차타당화를 위하여 새로운 표본 2의 자료를 대상으로 모형적합도 검증을 실시한 결과 역시 측정모형과 구조모형이 모두 좋은 적합도 기준을 충족하여 본 연구모형의 교차타당성 확보되었다.

이어, 모형의 적용가능성 검토를 위해 자료를 성별과 연령대별로 구분하여 다집단분석을 실시하였다. 성별 구분에 따른 모형의 적용가능성 검토에서는 여성 직장인모형과 남성 직장인모형이 모두 요인부하량, 공분산, 그리고 오차분산까지도 등치제약을 하는 매우 엄격한 조건에서도 모형 간 적합도 차이가 없었다. 따라서 본 연구에서 설정한 구조방정식모형이 성별에 상관없이 직장인 누구에게나 적용가능하다는 것을 확인할 수 있었다. 반면 연령대별 구분에 따른 모형의 적용가능성 검토에서는 조금 다른 결과를 얻었는데, 20~30대 직장인모형과 40~50대 직장인모형 간 비교에서 요인부하량 등치제약을 한 경우에만 적합도 차이가 없었고, 공분산과 오차분산으로 점차 등치제약 수준을 높인 경우에는 모형 간 적합도 차이가 있었다. 따라서 본 연구의 구조모형을 연령 구분에 따라 비교한 결과, 성별 구분에 따른 모형비교만큼 엄격한 조건을 충족하지는 않았지만, 요인부하량 수준에서의 동일한 모형적용이 가능한 것으로 확인되었다.

다음으로, 본 연구의 분석결과를 가설검증결과를 중심으로 보다 구체적으로 살펴보고, 이에 대한 논의를 전개하면 다음과 같다. 먼저 본 연구모형의 외생변수(WLB 조직문화)에서 내생변수(일과 삶의 균형, 안녕감, 우울)로 가는 직접경로에 대한 분석결과부터 살펴보면, 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화는 직장인의 안녕감에 정(+)적 영향을 미쳤고, 우울에는 부(-)적 영향을 미쳤으며, 일과 삶의 균형에는 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이로써 본 연구에서 모형의 직접경로를 중심으로 설정한 가설 1, 가설 2, 그리고 가설 3이 모두 수용되었다. 이는 일과 삶 간의 균형을 증진하기 위한 조직의 정책과 주도적인 노력이 구성원의 안녕감을 향상시키며([1]Ugwu et al., 2016), 리더의 압박은 피로나 우울 혹은 질병을 유발시켜 조직구성원의 전반적인 건강에 부정적인 결과를 초래한다는 Zheng 등(2015)[23]의 연구결과와 맥을 같이한다.

특히 연구모형과 교차타당화 모형 모두에서 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화가 조직구성원들의 안녕감과 우울에 미치는 영향력이 입증되었다는 점에서, 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화가 구성원의 우울 감소 뿐 아니라, 안녕감 증진에도 기여한다는 것을 의미한다. 즉 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화가 가지는 긍정적 영향력의 중요성에 주목하게 하는 결과라 하겠다.

다음으로 본 연구모형에서 상정한 간접경로에 대한 분석결과를 살펴보면, 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화가 직장인의 안녕감과 우울에 미치는 각각의 영향력에 있어 일과 삶의 균형이 모두 부분매개효과가 있는 것으로 밝혀졌다. 즉 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화는 구성원의 일과 삶의 균형을 매개로 하여 안녕감에 정(+)적 영향을 미치고, 우울에는 부(-)적 영향을 미치는 것으로 밝혀져 본 연구에서 설정한 가설 4와 5가 모두 수용되었다.

이상의 연구결과는 조직차원에서는 일과 삶의 균형을 지원하고 촉진하는 문화를 조성하고 이것이 실제로 구현될 수 있는 실효성 있는 제도를 마련하고 시행하는 것이 필요하며, 구성원들은 직장생활과 가정생활, 그리고 개인적 삶의 영역 간 균형과 조화를 이룰 수 있도록 개인차원에서 노력해야 함을 시사하는 결과라고 하겠다. 조직에서는 주로 직무기술과 업무성과를 높이기 위한 교육기회를 제공하는 것에 그치지 말고, 이제 구성원이 일-가정-개인적 영역에서의 조화로운 삶을 영위할 수 있도록 돕기 위한 교육프로그램에도 관심을 기울이는 것이 필요함을 시사한다고 하겠다.

본 연구의 의의를 밝히자면 다음과 같다. 첫째, 지금까지 일과 삶의 균형 관련 국내연구들이 주로 일과 삶의 균형과 직장인의 생산성 또는 업무성과 간의 관계를 탐구해온 것에 비해, 본 연구에서는 안녕감과 우울이라는 직장인의 심리적 건강 관련 변인 간의 관계를 탐구하였다는 데 의의가 있다. 오늘날 조직에 몸담고 있는 구성원을 조직의 생산성과 성과를 위한 존재로만 여기고 일 영역에서의 효율성만을 중요시하던 종래의 관점에서 벗어나, 조직을 이루는 구성원의 심리적 건강과 개인적 삶의 영역까지도 관심을 기울여야 하는 시대가 되었음을 경험적 자료에 대한 과학적 검증방법을 통해 입증하였다는 점에서 의의가 있겠다.

둘째, 본 연구에서는 개인적 차원에만 국한하지 않고 조직차원의 개념인 WLB 조직문화가 조직구성원에게 미치는 영향을 20~50대의 남녀 직장인의 인구학적 특성에 따른 모형비교를 통해 다각적으로 분석했다는 데 의의가 있다. 환경맥락에서 조직의 리더나 동료들이 구성원으로 하여금 일과 삶의 균형을 잘 이룰 수 있도록 지원하는 것이 생산성이나 성과의 향상은 물론이고, 일 이외 구성원의 개인적 삶의 영역에서의 행복에 주효함을 입증하였다는 것은 고무적인 결과라 하겠다.

셋째, 본 연구는 구조방정식모형분석에 의해 직장인의 일과 삶의 균형을 지원하는 조직문화와 직장인의 일과 삶의 균형, 안녕감 및 우울 간의 구조모형을 개발하는 탐색적 연구에 그치지 않고, 교차 타당화와 모형의 적용가능성까지 검토하였다는 데 의의가 있다. 이는 한 표본을 근거로 모형을 개발하다보면 어느 한 표본에서만 우연히 발견된 중요하지 않은 내용까지도 이론개발에 덧붙여질 가능성을 배제하기 위한 과정으로서, 이렇게 함으로써 20~50대 남녀 사무직 직장인들의 일과 삶의 균형 관련 주요 변인 간의 구조적 관계를 설명하는 모형의 타당성을 확보하였다는 데 의의가 있다.

이상과 같은 연구의 의의에도 불구하고, 본 연구에는 다음과 같은 몇 가지 제한점이 있다. 이를 밝히고 덧붙여 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구를 통해 얻은 결과는 수도권 소재 직장에 근무하는 직장인들로부터 수집한 자료를 바탕으로 분석한 결과이기 때문에, 연구결과의 해석과 일반화에 주의가 필요하다. 후속연구에서 광범위한 지역에 걸쳐 자료를 수집하고, 대도시, 중소도시 등의 지역 특색에 따라 구분하여 분석한다면, 더욱 상세한 설명이 가능함과 동시에, 결과의 일반화 가능성을 높일 수 있을 것이다. 둘째, 본 연구는 20대에서 50대에 이르는 폭넓은 연령대의 남녀 직장인들로부터 자료를 얻기는 하였으나, 성별, 연령대별 표집이 균등하게 이루어지지 않았다는데 아쉬움이 있다. 후속연구에서 성별, 연령대별로 균등하게 하면서 보다 큰 표본으로부터 자료를 얻어 분석한다면, 모형의 검증결과의 일반화 가능성을 더욱 높일 수 있을 것이다. 셋째, 본 연구는 일반사무직 직장인을 대상으로 하였기에 연구결과 해석과 적용에 있어 대상의 직무특성을 고려해야 한다는 한계가 있다. 후속연구에서 기술직, 전문직 등 보다 다양한 직업군을 대상으로 연구를 한다면, 연구결과의 일반화 가능성을 높일 수 있을 뿐만 아니라, 본 연구결과와 비교하여 더욱 풍부한 결과와 시사점을 얻을 수 있을 것이다.

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