총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화...

한국교육행정학회 제165차 추계학술대회 자유발표❷

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총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행정 직원의 심리자본과

자기주도학습 및 오센틱 리더십 간의 구조적 관계

– 사립대학교를 중심으로 – *1)박 시 남(숭실대학교 평생교육 HRD 연구소 연구교수)

I. 서 론

최근 한국 대학은 교육시장 개방 압력, 교육 과정의 세계 표준 강화, 출산율 감소에 따

른 정원 미달, 취업률 저하, 학생들의 등록금 반값 투쟁, 재정 확보의 어려움, 대학평의

회 구성에 따른 지배 구조의 변화 등 새로운 환경 변화로 여러 가지 어려움과 도전에

직면해 있다. 이에 총장을 포함한 대학 행정가는 대학이 직면한 상황을 주도적으로 지

혜롭게 극복해야 하는 주체이다(노종희, 정영수, 백정하, 양승실, 이상주, 2009). 따라서

전문적인 대학 행정가를 확보하고 이들의 인적자원을 개발하며 유지하는 일은 대학 경

영의 중요한 과제 중의 하나다. 특히, 새로운 환경 변화와 위기 상황에 능동적으로 대응

하고 교육과 연구의 질적 경쟁력을 높일 수 있는 대학 행정가의 리더십 개발은 궁극적

으로 대학의 발전과 생존에 결정적인 요인이 된다(서정화, 구관서, 임창희, 2009).

대학 행정가는 전문적인 지식만을 가지고서는 역할을 제대로 수행할 수 없다. 왜냐하

면, 행정의 기능뿐 아니라 학생 상담 및 지도와 다양한 구성원을 포함한 대학 조직을

관리하고 변화에 대응하여야 하기 때문이다. 빠르게 변화하는 현대 사회에서 대학 위기

상황에 능동적으로 대응하고 교육과 연구의 질적 경쟁력을 높일 수 있는 리더십이 필요

하다.

오센틱 리더십은 기업 CEO의 비윤리성 때문에 기업이 도산되고 모럴 헤저드로 인한

세계 경제 위기의 도래 등의 이유로 서서히 제기되기 시작하였다. Gardner와 그 동료

(2005)는 오센틱 리더십의 핵심은 개발에 있다고 강조하고 오센틱 리더십 개발에 영향

을 미치는 요인으로 주요인생 사건, 긍정적 심리자본, 도덕적 사유능력 등을 지적하고

있다(Northouse, 2011).

이에 대학은 교육기관으로 기업보다도 높은 윤리성이 요구된다. 그리고 내부적으로는

교수, 학생, 행정 직원 등으로 구성되어 있으며, 외부적으로는 정부, 이사회, 동문회, 지

역사회 등 다양한 이해 관계자들로 연결되어 있다. 이렇게 여러 구성원들의 상충된 의

* 본 논문은 박시남의 숭실대학교 일반대학원 평생교육학 박사학위 논문(2011)을 요약 정리한 것으로

논문의 일부가 교육행정학연구, 2012, 30(1)에 게제 되었음.


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견과 요구를 조정하고 갈등을 관리하기 위해서는 투명한 관계 유지와 균형 있는 정보의

청취를 통한 의사결정 및 내면화된 도덕적 시각을 강조하는 오센틱 리더십의 발휘가 필

요하다.

총장의 오센틱 리더십은 행정 직원에게 있어서 긍정적인 역할 모델로 설정된다. 이것은

총장의 오센틱 리더십에서 받은 긍정적 영향력이 행정 직원의 오센틱 팔로워십 개발을

촉진하는 것을 의미한다. 총장이 행정 직원에게 일방적으로 영향을 주는 것이 아니라

서로가 상호 영향을 주고받는다. 훌륭한 리더십은 매우 효과적인 팔로워십에서 발견되

고 행정 직원은 팔로워로 인식되는 동시에 리더의 역할을 갖고 있다(Achua & Lussier,

2011; Gardner, Avolio, Luthans, May, & Walumbwa, 2005; Hughes, Ginnett, & Curphy,

2006).

리더 육성과 리더십 개발에 영향을 미치는 것으로 효과적인 학습조직의 구축과 이와

연계하여 자기주도학습을 조성하는 것이다(박유진,2008). McCauley와 Velsor(2004)는 리

더십 개발의 촉진 요인으로 학습능력을 제시하고 Nahavandi(2009)는 리더 개발의 요인

으로 학습의 중요성을 지적하며, 학습을 통하여 리더십 기술, 지식 그리고 행동 등을 변

화시키고 적절하게 습득한다고 하였다. 이에, Cross(1981)는 성인 학습의 약 70%가 자기

주도학습으로 구성되어 있으며, 일반적으로 성인에게 있어서 자기주도학습은 광범위하

게 사용되고 있다고 한다.

오센틱 리더십의 제안은 세계 경제시대에 치열해져 가는 기업 경쟁 속에서 살아남기

위해 최고경영자가 실적 유지 또는 고성과의 압박 속에서 비윤리적인 행위를 통한 기업

의 실패에 대한 문제 제기에서 출발하였다. 하지만 대학에서도 연구비 및 교비 유용, 논

문 표절 등 윤리적 문제가 발생하기 시작하였고 다양한 조직 구성에 따라 조직 이기주

의 문제가 제기되기도 하여 윤리적 관점의 하나인 오센틱 리더십 개발에 대한 실증적

연구가 필요하게 되었다.

대학사회에서 행정 직원의 리더십 개발이 대학의 생존을 위한 소프트웨어 측면이라면

행정 조직의 팀제 도입은 하드웨어 측면이라 할 수 있다. 팀제의 장점은 팀별 성과중심

의 책임 행정구현, 구성원의 전문화를 바탕으로 한 다기능화, 신속한 의사결정과 실무인

력의 확충효과, 환경변화에 대한 신속한 대응 등(임창희, 2005)을 통하여 효과성이 있다

는 것이다. 그러나 팀제 도입 이후 현실적으로 효과성이 있는지는 학자마다 연구결과가

다양하게 나타난다(박희봉, 2009). 따라서 본 연구의 목적은 사립대학교 행정 직원의 오

센틱 리더십 개발에 영향을 미치는 변인으로 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행

정 직원의 심리자본 및 자기주도학습의 구조적 관계를 분석하는 것이다. 다음과 같은

연구문제를 설정한다.

첫째, 총장의 오센틱 리더십은 조직 학습 문화에 어떠한 영향을 미치는가?


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둘째, 총장의 오센틱 리더십과 조직 학습 문화는 행정 직원의 심리자본에 어떠한 영향

을 미치는가?

셋째, 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행정 직원의 심리자본은 자기주도학습에

어떠한 영향을 미치는가?

넷째, 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화와 행정 직원의 심리자본 및 자기주도학습

은 오센틱 리더십에 어떠한 영향을 미치는가?

다섯째, 대학 행정조직의 형태인 팀제와 과부제에 따라 각 잠재변인 간 잠재평균의 차

이가 있는가?

Ⅱ. 이론적 배경

사립대학교 행정 직원의 리더십 개발에 영향을 미치는 변인에 대한 이론적인 측면과

선행연구를 고찰한고 연구모델을 설정한다.

1. 대학 행정가의 역할과 리더십

대학 행정가는 행정 직원과 보직교수를 포함한 총장으로 크게 나눌 수 있다. 대학 행정

가의 한 축인 행정 직원은 직접 학생을 가르치거나 연구 활동 자체에 종사하지는 않지

만, 교수와 학생들의 연구 활동과 교육활동을 지원하는 역할뿐만 아니라 대학 내의 모

든 업무를 기획하고 관리하는 일을 담당하기에 수행능력과 자질은 중요하다(백완종,

2009; 원종하, 이대희, 1999). 더욱이 대학 행정 조직의 대규모화, 복잡화 및 대학기능의

다원화 때문에 대학 행정의 합리성과 효율성이 강조되고 있고 행정 직원들이 수행해야

할 역할과 과업도 다양하게 전문화, 분업화되고 있으며, 대학 교육의 목표 달성을 위한

제반 조건을 정비하고 확립하는 등 실질적인 행정과 관리를 담당하여 그 역할이 더욱

중요시 된다(서정화, 구관서, 임창희, 2009). 그래서 행정 직원들의 전문성을 향상하고

역량을 개발하려는 노력이 필요하고 리더십 개발은 대학 행정 조직의 효과성을 높이는

중요한 이슈 중의 하나이다(Duderstadt, 2004).

다음으로 행정가의 한 축인 보직교수를 포함하여 총장은 재단 이사회로부터 대학의 운

영권을 위임받아 사실상 대학의 모든 운영을 책임지고 있다. 총장의 리더십 역할은 대

학이 추구하는 기본 가치의 수호자, 대학공동체의 합의 조성자, 대학의 분쟁 조정자, 대

학개혁을 위한 변화 촉진자, 대학관리의 최고 책임자, 지역사회의 지성적 지도자 등으로

나누어진다(노종희 외, 2009).


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2. 오센틱 리더십

오센틱 리더십은 변혁적 리더십 이후로 최근에 새롭게 제기되는 접근방법이다. 오센틱

리더십의 개념은 일찍이 변혁적 리더십의 연구에서 검토된 바 있지만 명료하게 개념화

되지는 않았다(Northouse, 2011). 그 이후 한편에서는 경영 실무자들이 오센틱 리더십에

대한 실증적 검증이 없이 실무에 적용하는 연구와 다른 한편에서는 이론적인 연구가 지

속해서 이루어져 Avolio와 동료의 문헌 연구를 통하여 오센틱 리더십 이론이 정립 된다

(Chan, 2005).

오센틱 리더십은 개인의 이득을 넘어서 조직의 집단적 이익을 위해서 봉사할 수 있도

록 결정을 내릴 수 있는 높은 수준의 도덕적 사고와 결단력을 말한다. 또한, Walumbwa

와 동료(2008)는 오센틱 리더십을 긍정적 심리자본과 도덕적 사유능력의 증진을 통해서

자기인식, 내면화된 도덕적 시각, 균형 잡힌 정보 처리, 관계의 투명성을 육성하고 긍정

적 자기 계발을 이루는 리더의 행동양식이라 한다.

3. 리더십 개발 관련 변인

가. 리더십과 리더십 개발

리더십과 팔로워십은 Möbious의 띠와 같이 서로 밀접하게 연결되어 있다(Hughes,

Ginnett, & Curphy, 2006). 훌륭한 리더십은 매우 효과적인 팔로워에서 발견된다. 조직

구성원 중 일부는 리더로 인식되는 동시에 보조적으로 팔로워의 역할을 갖고 있다. 특

히, 대학 행정 직원은 조교나 학생에게는 리더의 역할로 보직교수와 총장에게는 팔로워

의 역할을 동시에 포함하고 있다(Achua & Lussier, 2011).

오센틱 리더로서의 총장은 행정 직원에게 긍정적인 역할 모델로 설정된다. 총장의 오센

틱 리더십이 긍정적 모델링을 통하여 행정 직원의 오센틱 팔로워십 개발을 촉진시킨다.

이는 총장의 오센틱 리더십에서 받은 긍정적 영향력이 행정 직원의 오센틱 팔로워십 개

발을 촉진하는 것이고(Gardner, Avolio, Luthans, May, & Walumbwa, 2005) Möbious의

띠와 같이 오센틱 리더십 개발을 촉진한다(Hughes, Ginnett, & Curphy, 2006). 결국 총장

의 오센틱 리더십에서 받은 긍정적 영향력이 행정 직원의 오센틱 팔로워십 개발을 촉진

하고 궁극적으로는 행정 직원의 오센틱 리더십 개발에 영향을 미치는 것이다. 이에 본

연구에서는 총장의 오센틱 리더십이 행정 직원의 오센틱 리더십 개발에 긍정적인 영향

을 미칠 것으로 가정한다.


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나. 심리자본과 리더십 개발

심리자본이 리더십 개발에 영향을 미치는 선행연구를 살펴보면 Peterson과 Walumbwa

등 동료(2008)는 심리자본과 변혁적 리더십과의 관계를 미국의 중소기업 최고경영자들을

대상으로 연구하여 심리자본이 변혁적 리더십에 유의한 정(+)의 효과가 있음을 실증하였

다. 그리고 Wisner(2008)는 심리자본과 학생 리더십과의 관계를 대학생들을 대상으로 연

구하여 심리자본이 학생 리더십에 유의한 정(+)의 효과가 있음을 확인하였다. 이러한 선

행 연구결과를 토대로 심리자본이 오센틱 리더십 개발에 영향을 미칠 것으로 가정한다.

다. 조직학습문화와 리더십 개발

Yang(2003), Marsick과 Watkins(2003)는 학습 조직의 구축 요인으로 계속 학습

(continuous), 질문과 대화(dialogue and inquiry), 팀 학습(team learning), 시스템 축적

(embedded system), 시스템 연결(system connection), 임파워먼트(empowerment), 리더십

지원(provide leadership) 등 일곱 개의 구성 개념으로 구분한다. 이러한 일곱 가지 차원

이 조직 학습 문화를 나타낸다고 하며 학습 조직과 조직 학습 문화의 용어를 같은 개념

으로 함께 사용한다. 학습조직을 연구한 다른 학자들의 문헌에서도 조직 학습 문화

(organizational learning culture), 학습 문화(learning culture), 학습 조직 문화(learning

organization culture) 등의 다양한 용어들이 발견되나 모두 같은 의미로 사용되고 있다

(Egan, Yang, & Barlett, 2004; Wang, 2005).

오센틱 리더십 개발에 영향을 미치는 변인으로서 조직 학습 문화는 조직 풍토와 관련

이 있다. 학습 조직의 개념과 구축 요인들은 문화적인 특성들을 내포하고 있고 문화적

특성으로 이루어져 있다. 이에 오센틱 리더십 개발 모델에서의 조직 풍토 중 학습과 관

련된 문화의 차원으로 조직 학습 문화 즉 학습조직을 설정하였다. 이러한 이론적 고찰

에 따라 조직 학습 문화가 오센틱 리더십 개발에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 가정한

다.

라. 자기주도학습과 리더십 개발

McCauley와 Velsor(2004)는 리더십 개발의 촉진 요인으로 학습능력을 제시한다. 학습능

력의 촉진은 개인의 경험으로부터 배우는 능력을 향상하는 것이 핵심적인 측면이다. 다

양한 개인의 평가, 도전 그리고 지원 경험이 개인의 학습 능력을 강화시킬 수 있다. 사

람들은 새로운 다양한 도전 경험이 주어지면 그들이 직면하는 새로움에 대한 적응으로

새로운 학습 전략을 개발하게끔 된다. 현재 어떻게 배우는가에 대한 평가, 다른 학습법


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에 대한 이해, 그리고 새로운 학습 전략을 실현할 기회 등은 사람들로 하여금 경험으로

부터 배우는 능력 안에 내재한 융통성을 개발하는 것이다(최은수, 2006). 성인에게 있어

학습 능력은 자기주도학습으로 대표할 수 있다. 이에 행정 직원의 자기주도학습이 오센

틱 리더십 개발에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 가정한다.

4. 연구모델 설정

본 연구의 목적은 행정 직원의 오센틱 리더십 개발에 영향을 미치는 변인의 영향 관계

를 알아보는 것이다. 잠재변인 중 총장의 오센틱 리더십은 외생 변인이고 조직 학습 문

화, 행정 직원의 심리자본, 자기주도학습, 오센틱 리더십은 내생 변인이다. 특히 조직 학

습 문화, 행정 직원의 심리자본, 자기주도학습은 매개변인으로 설정하였다. 따라서 오센

틱 리더십 개발 모델은 관계 문헌 고찰을 통하여 총장의 오센틱 리더십의 직접효과와

조직 학습 문화, 행정 직원의 심리자본, 자기주도학습의 간접효과를 가정한 연구모델이

다. 이는 행정 직원의 리더십 개발에 영향을 미치는 요인 간의 구조적 인과 관계를 규

명하고자 [그림 1]의 연구모델을 설정하였다.

[그림 1] 연구모델

Ⅲ. 연구 방법

1. 조사대상 및 자료 수집

본 연구 조사대상의 모집단은 2011년 기준으로 전국 153개의 4년제 사립대학교에


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잠재변인 측정변인 문항 번호 신뢰도 문항 출처

총장의

오센틱 리더십

1. 자기인식 I- 1, 5, 9, 13 .768

16

▸이지숙(2010)

▸홍성화(2011)

▸Avolio, Gardner,

& Walumbwa(2007)

2. 도덕적 시각 I- 2, 6, 10, 14 .736

3. 정보 처리 I- 3, 7, 11 .764

4. 관계의 투명성 I- 4, 8, 12, 15, 16 .794

대학 조직학습 문화

1. 계속 학습 II- 1, 8, 15 .733

21

▸진규동(2007)

▸Watkins &

Marsick(1996)

▸Wang(2005)

▸Yang(2003)

2. 질문과 대화 II- 2, 9, 16 .736

3. 팀 학습 II- 3, 10, 17 .793

4. 시스템 축적 II- 4, 11, 18 .756

5. 시스템 연결 II- 5, 12, 19 .778

6. 임파워먼트 II- 6, 13, 20 .746

14,392명의 정규 직원이다. 비확률적 표본 추출 중 비(非) 비례 할당 표본 추출을 사용

하여 20개 대학교를 조사대상으로 선정하였다. 전체 153개 사립대학교에서 13%에 해당

하는 20개 사립대학교를 편의적 층화 집단으로 선정하고 각 대학에 52매의 설문지를 비

(非) 비례적으로 할당하여 배포하였는데 할당 표본 추출에서 층화 집단에 대한 표본 수

는 30개 이상이 되는 것이 바람직하다고 한다(이군희, 2009).

자료 수집은 2011년 7월 12일부터 8월 25일까지 수행하였으며, 설문방법은 서울, 경기,

인천, 경남 지역의 20개 사립대학교를 대상으로 오프라인 방법을 이용하여 실시하였다.

조사하고자 하는 20개 사립대학교 노동조합 관계자에게 조사목적, 조사대상, 조사내용을

면대 면이나 전화, 또는 서면을 통하여 설명하고 총 1,000부의 설문지를 우편으로 배포

하였다. 총 회수율은 78.6%로 786부를 회수하였다. 회수된 설문지 중 무응답 및 불성실

한 설문지 41부를 제외한 745부로 분석에 사용하였다. 구조 회귀 모델 분석을 위한 충

분한 사례 수는 자유 모수 수에 따라 최소 1:10 이상으로 본 연구에서는 자유 모수 51

개에 대한 745개 표본 수는 1:14.6 비율로 충분한 사례 수라 할 수 있다(문수백, 2009).

2. 측정도구 및 자료 분석

본 연구에서 설문조사를 위한 측정도구 및 신뢰도는 <표 1>와 같다. 자료 분석은 SPSS

18.0 for Windows을 통하여 자료의 성격과 다변량 분석의 가정이 충족됨을 점검하였다.

또한, 구조 회귀 모델의 모델 부합도와 인과 효과 크기를 Amos 18.0을 이용하였다. 그

리고 Phantom 변수와 Bootstrapping으로 간접효과의 유의성 및 효과를 검증하기 위하여

Mplus 6.0 프로그램을 함께 활용하였다.

<표 1> 측정도구 및 신뢰도 분석 (n=745)


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7. 리더십 지원 II- 7, 14, 21 .842

직원의 심리자본

1. 자기효능감 III- 1, 5, 9, 13, 17, 21 .855

24

▸홍성화(2011)

▸Luthans, Avolio,

& Avey(2007)

2. 희망 III- 2, 6, 10, 14, 18, 22 .847

3. 회복력 III- 3, 7, 11, 15, 19, 23 .835

4. 낙관주의 III- 4, 8, 12, 16, 20, 24 .865

직원의 자기

주도학습

1. 인지행동 IV- 1, 4, 7, 10, 13 .746

14 ▸Hogg(2008)2. 환경요소 IV- 2, 5, 8, 11, 14 .758

3. 자기통제 IV- 3, 6, 9, 12 .660

직원의

오센틱 리더십

1. 자기인식 V- 1, 5, 9, 13 .605

16 ▸Northouse(2011)

2. 도덕적 시각 V- 2, 6, 10, 14 .581

3. 정보 처리 V- 3, 7, 11, 15 .711

4. 관계의 투명성 V- 4, 8, 12, 16 .576


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측정

변인

총장 오센틱 리더십 대학 조직 학습 문화 직원의 심리자본직원의 자기주도학습

직원의 오센틱 리더십

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22

자기

인식1

도덕시각

.75. 1

정보

처리.77 .69 1

투명성 .76 .73 .75 1

계속

학습.52 .50 .48 .47 1

질문대화

.47 .46 .45 .46 .72 1

팀

학습.50 .51 .50 .51 .71 .77 1

시스템축적

.52 .49 .49 .47 .71 .68 .74 1

시스템

연결.55 .54 .52 .52 .75 .70 .78 .81 1

임파워

먼트.57 .55 .55 .56 .70 .66 .74 .78 .81 1

리더십지원

.60 .58 .56 .54 .73 .67 .72 .77 .79 .80 1

Ⅳ. 연구결과

1. 측정 변인의 기술통계

연구모델에 포함된 변인으로 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행정 직원의 심리

자본, 자기주도학습, 오센틱 리더십에 대한 측정변인의 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를

측정한 결과는 <표 2>과 같다. 각 측정변인의 표준편차는 조직 학습 문화의 측정변인을

제외하고는 비교적 고른 분포를 보이고 있다. 총장의 오센틱 리더십, 행정 직원의 심리

자본, 자기주도학습, 오센틱 리더십에 대한 측정변인의 표준편차가 .483에서 .696의 수준

인 것에 비해 조직 학습 문화의 측정변인에 대한 표준편차는 .831에서 .997의 수준으로

표준편차의 폭이 비교적 넓게 나타났다. 이는 대학마다 행정 직원이 느끼는 조직 학습

문화에 대한 인식 수준의 차가 다소 있다는 점을 나타낸다. 각 측정변인은 왜도 3.0 이

하, 첨도 7.0(0기준) 이하의 기준에 포함되어 단변량 정규 분포를 충족하고 이러한 조건

은 다변량 정규 분포의 조건을 충족한다고 볼 수 있다(문수백, 2009; Kline, 2005).

<표 2> 측정변인 간 상호 상관 행렬 (n=745)


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자기효능감

.26 .30 .28 .32 .25 .33 .31 .27 .27 .32 .27 1

희망 .26 .33 .30 .30 .31 .35 .33 .30 .31 .33 .31 .85 1

회복력 .27 .33 .30 .30 .29 .33 .28 .28 .30 .33 .29 .79 .85 1

낙관주의

.33 .41 .36 .37 .42 .42 .43 .42 .44 .43 .42 .68 .75 .76 1

인지 행동

.25 .29 .23 .27 .29 .31 .31 .26 .31 .30 .28 .56 .57 .57 .49 1

환경

요소.31 .34 .26 .32 .41 .38 .40 .35 .39 .38 .37 .37 .38 .41 .47 .66 1

자기통제

.20 .27 .19 .26 .29 .28 .32 .27 .31 .28 .27 .46 .48 .45 .49 .74 .69 1

자기

인식.30 .34 .29 .34 .28 .31 .29 .29 .28 .29 .30 .45 .44 .46 .45 .48 .38 .39 1

도덕시각

.25 .29 .26 .30 .21 .27 .24 .21 .21 .26 .20 .53 .50 .51 .41 .47 .36 .40 .53 1

정보

처리.22 .24 .24 .26 .18 .26 .25 .24 .23 .24 .22 .43 .43 .41 .42 .38 .29 .33 .46 .46 1

투명성 .24 .26 .24 .29 .26 .28 .28 .24 .28 .27 .26 .41 .38 .39 .38 .45 .37 .40 .56 .51 .48 1

평균 3.11 3.27 3.22 3.21 3.56 3.71 3.65 3.44 3.46 3.59 3.33 4.51 4.51 4.44 4.32 3.42 3.24 3.44 3.53 3.57 3.71 3.43

표준편차

.635 .641 .696 .622 .926 .831 .915 .948 .929 .897 .997 .648 .606 .626 .688 .492 .578 .555 .467 .491 .483 .533

왜도 -.149 -.403 -.286 -.188 -.227 -.322 -.241 -.146 -.158 -.346 -.147 -.405 -.486 -.429 -.532 .005 -.156 -.109 .287 -.071 -.310 -.187

첨도 .010 .486 .085 .106 -.300 .001 -.228 -.462 -.299 .020 -.307 .400 .715 .471 .779 .077 .491 -.011 -.048 .078 .410 .104

2. 연구모델의 구조 관계 분석

구조 방정식 모델(structural equation model)을 분석하는 방법에는 1단계 모델화, 2단계

모델화, 4단계 모델화 방법이 있는데 보통 측정모델과 구조 회귀 모델의 분석으로 분리

한 2단계 모델화 방법을 일반적으로 사용한다(문수백, 2009; Anderson & Gerbing, 1988;

Kline, 2005).

2단계 모델화 방법은 1단계에서 확인적 요인분석을 통해 측정모델의 타당성을 검증하

는 과정으로 이 단계에서 적절하지 못한 측정변인은 삭제되거나 조정이 된다. 2단계에

서는 첫 번째 단계에서 여과된 측정변인의 공분산 행렬을 이용해 구조 회귀 모델을 분

석하는 단계이다.

가. 측정모델의 부합도 및 모수치 추정

측정모델의 부합도는 RMSEA=.060(LO: .056, HI: .065), NC=3.667, SRMR=.048, TLI=.954,

CFI=.960 등으로 나타나 모두 좋은 부합도를 나타내고 있다. <표 3>에서 제시된 바와 같

이, 각 요인의 표준 적재값이 .5 이상이기 때문에 개념 타당성이 확보되었다. 요인별 측


- 11 -

정변인의 평균 분산 추출 정도(AVE)는 0.5 이상이어서 판별 타당성이 확보되었다. 각 잠

재변인의 신뢰도가 0.7 이상이어서 내적 일관성이 확보되었다고 판단할 수 있다(문수백,

2009).

<표 3> 측정모델의 모수치 추정 결과 (n=745)

잠재변수

측정 변수요인

적재값표준

적재값SE C.R. p

잠재변인신뢰도

분산

추출정도(AVE)

총장의 오센틱

리더십

자기인식 .949 .888 .030 31.68 *

.965 .872도덕적 시각 .904 .837 .032 28.68 *

정보처리 1 .853 고정 고정 고정

투명성 .908 .867 .030 30.42 *

대학

조직학습 문화

계속 학습 .872 .824 .029 30.15 *

.960 .773

질문과 대화 .755 .795 .027 28.23 *

팀 학습 .898 .858 .028 32.58 *

시스템 축적 .948 .874 .028 33.87 *

시스템 연결 .964 .908 .026 36.76 *

임파워먼트 .904 .882 .026 34.51 *

리더십 지원 1 .877 고정 고정 고정

직원의

심리자본

자기효능감 1 .887 고정 고정 고정

.972 .896희망 .988 .937 .025 40.11 *

회복력 .986 .906 .027 37.20 *

낙관주의 .970 .811 .033 29.53 *

직원의 자기주

도학습

인지행동 .912 .876 .033 27.91 *

.958 .884환경요소 .948 .775 .039 24.10 *

자기통제 1 .852 고정 고정 고정

직원의

오센틱 리더십

자기인식 .908 .741 .051 17.73 *

.942 .804도덕적 시각 .940 .729 .054 17.49 *

정보처리 .815 .642 .052 15.62 *

투명성 1 .713 고정 고정 고정

* p<.01

나. 구조 회귀 모델의 부합도 및 모수치 추정

최대우도 추정 방법을 통한 모델 부합도의 결과는 χ²=739.482(df=199, p=.001)로 나타

났고, RMSEA=.060 (LO: .056, HI: .065), NC=3.716, SRMR=.045, TLI=.954 CFI=.960 등의

부합도 지수를 나타내었다.

Browne과 Cudeck(1993)에 따르면 RMSEA 값은 .05 이하이면 좋은 부합도이고 .05에서

.08 사이면 적합한 부합도이며 .10 이상이면 부적절한 부합도라고 하였다. TLI와 CFI는


- 12 -

모델 NPAR χ² NC DF SRMR TLI CFIRMSEA

AVE LO90 HI90

최종모델

52739.

8773.681 201 .045 .954 .960 .060 .055 .065

초기모델

54739.

4823.716 199 .045 .954 .960 .060 .056 .065

1부터 0의 연속체에 따라 다르게 나타나며 그 값이 .90 이상이면 부합도가 좋다고 할

수 있다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009). χ²를 제외하고 모두 적합하다는

것이 검증되었다.

구조 회귀 모델 내 변인 간의 직접효과에 대한 통계적 유의성을 살펴본 결과는 <표 4>

와 같다.

<표 4> 구조 회귀 모델의 모수치 추정

모수비표준화

계수S.E. C.R. p

표준화계수

총장 리더십 ⤏ 조직 학습 문화 1.026 .053 19.503 * .697

총장리더십 ⤏ 직원 심리자본 .187 .051 3.692 * .195

총장리더십 ⤏ 직원 자기주도학습 .004 .038 .100 .921 .005

총장 리더십 ⤏ 직원 리더십 .118 .031 3.830 * .183

조직 학습 문화 ⤏ 직원 심리자본 .176 .034 5.208 * .272

조직 학습 문화 ⤏ 직원 자기주도학습 .102 .026 3.959 * .189

조직 학습 문화 ⤏ 직원 리더십 -.013 .021 -.619 .536 -.030

직원 심리자본 ⤏ 직원 자기주도학습 .472 .032 14.862 * .566

직원 심리자본 ⤏ 직원 리더십 .263 .032 8.347 * .393

직원 자기주도학습 ⤏ 직원 리더십 .294 .039 7.475 * .366

* p<.01

<표 5>에서 통계적으로 유의하지 않은 2개의 경로를 제거하여도 초기 구조 회귀 모델

과 수정 모델 간의 부합도 지수는 차이가 없다. 또한, χ² 차이 분석에서도 수정 모델

의 자유도가 2 증가할 때 χ²값이 0.395 만큼 나빠지는데 이는 9.21(유의수준 .01)보다

작아 통계적으로 차이가 없는 것으로 나타난다. 이에 간명한 수정 구조 회귀 모델을 최

종 모델로 선택하였다.

<표 5> 수정 모델의 모델 부합도 지수


- 13 -

최종 구조 회귀 모델의 표준화 모수치 추정 결과는 [그림 2]와 같다.

[그림 2] 최종 구조 회귀 모델의 모수치 추정 결과 (표준화 계수)

3. 연구모델의 간접효과 유의성 검증

[그림 3]에서 직원의 심리자본은 총장의 오센틱 리더십의 효과를 직원의 오센틱 리더십

으로 매개하는 역할을 하므로 매개변인(mediator variable)이라 부른다. 변인 간의 이러

한 효과는 총장의 오센틱 리더십의 관점에서는 간접효과이고 직원의 심리자본의 관점에

서는 매개 효과가 된다(문수백, 2009). 간접효과에 대한 통계적 유의성은 일반적으로 다

변량 정규 분포를 가정한 Sobel test를 통해 Z값이 표본 수가 충분하다면 t분포를 따른

다는 가정으로 검증해왔다.

최근 들어 Phantom 변수 도입과 Bootstrapping을 통해서 간접효과를 검증할 것을 제안

하고 있다. Phantom 변수는 존재하지 않는 변수로 분산은 0으로 고정하고 요인 적재값

에 측정하고자 하는 간접효과의 경로를 고정하여 생성한다. 기존 모델에 Phantom 변수

를 추가하여도 변수의 모수들이 모두 고정되어서 모델 부합도에는 전혀 영향이 없다

(Loehlin, 2004). 이러한 Phantom 변수는 모수 고정이 가능한 LISREL이나 Mplus 프로그


- 14 -

램에서 사용할 수 있는 방법이다(홍세희, 2011).

[그림 3] Phantom 변수를 이용한 간접효과 유의성 검증

Shrout와 Bolger(2002)는 실증 연구를 통하여 계수 값 a와 b가 각각 다변량 정규분포를

이룬다 하더라도 매개 효과인 a*b가 반드시 다변량 정규분포를 이룬다고 가정할 수 없

음을 확인한다. 그래서 자료가 비정규분포를 이룰 때 사용하는 Bootstrapping을 권장한

다. Bootstrapping은 표본자료를 이용하여 모집단에 대한 경험적 분포를 형성하는 것으

로 표본자료로부터 그 표본 크기 n과 같은 수의 표본 자료를 k번 복원 추출하여 형성하

는 방법이다(문수백, 2009; 홍세희, 2011).

Amos 18은 Bootstrapping을 지원하나 간접효과의 총합계로만 분석하기 때문에 간접효과

를 개별적인 효과로 분리하여 분석하기 어렵다. 또한, 이 통계 프로그램은 Phantom 변

수를 도입한 모수 고정이 가능하지 않아 사용하기가 곤란하다. 그러므로 Mplus 6.0 프로

그램을 이용하였고 [그림 3]와 같이 Phantom 변수에 분산을 0으로 고정하고 요인 적재

값에는 (a*b*c*d)로 고정하여 분석하였다. 같은 방법을 사용하여 차례대로 (e*f), (e*c*d),

(a*b*d), (a*g*d)로 각각 고정하여 Bootstrapping(1,000회)으로 분석한 결과는 <표 6>과 같

다(홍세희, 2011; Rindskopf, 1984).


- 15 -

<표 6> Bootstrapping을 이용한 간접효과의 유의성 검증

경 로비표준화

표준화

99% CI

lower

.5%

upper

.5%

총장 리더십 → 직원 리더십 h .101 .164 .047 .169

총장 리더십 → 심리자본 → 직원 리더십 e*f .047 .077 .014 .096

총장 리더십 → 심리자본 → 자기주도학습 →

직원 리더십e*c*d .025 .040 .007 .047

총장 리더십 → 조직 학습 문화 → 심리자본 →직원 리더십

a*b*d .045 .074 .024 .084

총장 리더십 → 조직 학습 문화 → 자기주도학습 → 직원 리더십

a*g*d .029 .048 .013 .053

총장 리더십 → 조직 학습 문화 → 심리자본 →

자기주도학습 → 직원 리더십a*b*c*d .024 .039 .010 .045

Bootstrapping을 이용해 추정한 99% 신뢰 구간 간격(confidence intervals: CI)은 0을 포

함하지 않을 때 유의수준 .01에서 유의한 것으로 확인하는 것으로 <표 6>에서 알 수 있

듯 Phantom 변수와 Bootstrapping(1,000회)을 통한 총장의 오센틱 리더십에서 행정 직원

의 오센틱 리더십간의 모든 경로의 간접효과는 유의수준 .01에서 유의하게 나타났다.

4. 연구모델의 잠재평균 분석

최근 사립대학교에서 조직 구조 개편에 따라 팀제를 도입하는 대학들이 늘고 있어 팀

제 도입의 유효성 대한 논의가 제기되고 있다. 이에 기존 과부제 시행 대학과 팀제 시

행 대학 등 두 집단으로 나누어 다중 집단 분석의 하나인 잠재평균 분석을 시행하였다.

둘 이상의 집단 간 차이를 검증할 경우, 지금까지 많은 연구에서는 t-검증, ANOVA 또

는 MANOVA를 이용했다. 이러한 분석 방법은 집단 간의 평균 차이를 비교하는 대표적

인 방법이긴 하지만, 측정 오차를 고려하지 않는다는 약점을 지닌다. 이에 학계에서는

구조 방정식 모델을 이용하여 집단 간의 차이를 구하는 잠재평균 분석(latent mean

analysis)을 권장하고 있다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009).

잠재평균 분석을 위해서는 측정모델의 형태 동일성, 측정 동일성, 절편 동일성이 모두

성립되어야 한다. 이러한 세 가지 동일성의 가정은 동시에 검증할 수 있는 것이 아니고

형태 동일성 가정을 만족하여야 측정 동일성 가정을 검증할 수 있고 측정 동일성 가정

을 만족하여야 절편 동일성 가정을 검증할 수 있다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 이에

과부제, 팀제 두 집단으로 나누어 Amos 18을 이용하여 분석을 실시하였다.

첫째, 측정모델의 형태 동일성 검증을 위해 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행


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집단 NPAR χ² NC DF SRMR TLI CFIRMSEA

AVE LO90 HI90

과부제

집단54

404.

6002.033 199 .059 .941 .949 .067 .057 .076

팀제

집단54

583.

2692.931 199 .048 .950 .957 .062 .056 .067

모 델 χ² DF TLIRMSEA

AVE LO90 HI90

모델1: 형태 동일성(기저모델) 988.090 398 .947 .045 .041 .048

모델2-1: 완전 측정 동일성 1024.282 415 .948 .044 .041 .048

모델2-2: 부분 측정 동일성 1016.691 414 .948 .044 .041 .048

정 직원의 심리자본, 자기주도학습, 오센틱 리더십에 대한 측정모델을 과부제와 팀제 두

집단에서 비교하였다.

<표 7> 측정모델의 형태 동일성 검증

모든 잠재변인 간의 상관관계를 설정하고 모수의 측정을 자유롭게 추정하도록 한 기저

모델의 부합도는 <표 7>과 같이 두 집단 모두 만족할 만한 수준으로 형태 동일성을 만

족하였다.

Browne과 Cudeck(1993)에 따르면 RMSEA 값은 .05 이하이면 좋은 부합도, .05에서 .08

사이면 적합한 부합도이며, .10 이상이면 부적절한 부합도이다. TLI와 CFI는 1부터 0의

연속체에 따라 다르게 나타나며, 그 값이 .90 이상이면 부합도가 좋다고 할 수 있다(김

주환, 김민규, 홍세희, 2009; 문수백, 2009).

<표 8> 측정 동일성 검증에 대한 부합도 지수

둘째, 형태 동일성 가정이 성립되어 측정 동일성 검증을 하였다. 측정 동일성의 검증을

위해서 측정모델에서 각각의 잠재변인에 포함되는 요인 적재값이 같다는 동일성 제약을

가한 측정모델과 기저 모델의 χ²값과 자유도를 비교하였다. 측정 동일성 모델은 기저

모델에 배속된 모델(nested model)이므로 두 모델의 자유도와 차이를 이용한 χ²값 차

이(Δχ²)를 통한 검증이 가능하다(문수백, 2009). <표 8>에서 알 수 있듯 형태 동일성

이 확인된 기저 모델인 모델1과 모든 요인 적재값에 동일성 제약을 가한 모델2-1은 자

유도 17의 차이에 χ²값 차이 값은 36.193으로 유의수준 01에서 자유도 17일 때 χ²

값 차이 값 33.409보다 커 유의미한 차이가 있어 완전 측정 동일성 가정은 기각된다.

이에 Byrne와 동료들(1989)은 완전 측정 동일성 가정이 기각되면 부분 측정 동일성 가


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AVE LO90 HI90

모델1: 형태 동일성(기저모델) 988.090 398 .947 .045 .041 .048

모델2-2: 부분 측정 동일성 1016.691 414 .948 .044 .041 .048

모델3: 부분 측정 및 절편동일성 1207.934 436 .938 .049 .046 .052


AVE LO90 HI90

모델3: 부분 측정 및 절편동

일성1207.934 436 .937 .049 .046 .052

모델4: 부분 측정, 절편동일

성 및 요인 분산 동일성1219.118 441 .937 .049 .045 .052

정으로 검증할 것을 제안하였다. 그래서 모델2-2는 부분 측정 동일성 검증을 적용하여

총장의 오센틱 리더십의 측정변인 중 투명성의 요인 적재값(a3)에 동일성 제약을 해제

하였다. 그 결과 유의수준 .01에서 자유도 16의 차이에 χ²값 차이(Δχ²)는 28.602로

유의수준 .01에서 32.000(df=16) 보다 작아 팀제와 과부제의 측정 변수에 유의미한 차이

가 없어 부분 측정 동일성 가정을 충족하였다(홍세희, 2011).

<표 9> 절편 동일성 검증에 대한 부합도 지수

셋째, 부분 측정 동일성이 성립되었기에 다음 단계로 절편 동일성을 검증하였다. <표

9>에서 알 수 있듯 모델 2-2와 모델3 간의 χ²값의 차이는 유의하므로 χ²값의 차이

에 의한 절편 동일성은 기각되었다. 그러나 χ² 차이 검증은 자유도 차이가 클수록 민

감하여 모델의 간명성을 고려하는 TLI와 RMSEA의 지수를 참고 해야 한다. 절편 동일성

제약을 가한 모델의 지수가 부분 측정 동일성 제약을 가한 모델의 지수에 비해 나빠지

지 않으면 동일성 제약은 기각되지 않음을 의미한다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009). 이

를 고려할 때, 모델의 부합도 차이는 작아(ΔTLI=.011, ΔRMSEA=.005), 모델 3의 절편

동일성은 성립되었다. 이는 과부제와 팀제 두 집단에서 측정도구의 절편이 같은 방식으

로 작동하고 있음을 보여 준다. 따라서 관찰된 평균 차는 잠재변인에 대한 집단 간 실

제 차이를 반영한다고 간주할 수 있다

넷째, Cohen(1988)의 효과 크기를 계산할 때, 두 집단에서 산출된 잠재변인의 분산이

같은 경우에 공통 분산의 표준편차를 적용하기 때문에 요인 분산 동일성 가정에 대한

검증을 시행하였다.

<표 10> 요인 분산 동일성 검증에 대한 부합도 지수


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잠재변인과부제(n=234) 팀 제(n=511) 공통분산

표준편차

효과

크기(d)

전체

평균잠재평균 평균 잠재평균 평균

총장의 오센틱 리더십 0 3.05 .251*

3.28 .597 .420 3.20

조직 학습 문화 0 3.09 .728* 3.74 .886 .822 3.54

행정 직원의 심리자본 0 4.33 .160*

4.50 .575 .278 4.45

행정 직원의 자기주도학습 0 3.23 .200*

3.43 .470 .426 3.37

행정 직원의 오센틱 리더십 0 3.49 .120* 3.60 .379 .317 3.56

<표 10>에 제시된 바와 같이 요인 분산 동일성 모델의 부합도를 절편 동일성 모델(모델

3)과 비교한 결과 TLI와 RMSEA가 같으므로 요인 분산 동일성이 확보되었다. 따라서 효

과 크기 값은 공통 분산의 표준편차를 사용하여 [그림 4]의 공식으로 계산되었다.

Cohen's d =잠재평균 값의 차이

공통 분산의 표준편차

[그림 4] Cohen의 d 효과 크기 공식

출처: 김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p. 265.

잠재평균 분석에서 요인의 평균은 직접 추정이 불가능하기에, 비교 집단의 잠재평균을

0으로 가정하고 측정 집단의 잠재평균을 측정해야 한다. 팀제 시행 대학의 잠재평균을

추정하기 위해서 과부제 시행 대학의 잠재평균을 0으로 설정하고 분석하였다. <표 11>

은 각 변인에 대한 과부제, 팀제 간 잠재평균 차이를 분석한 것이다.

<표 11> 각 변인에 대한 잠재평균 비교

* p<.01

Cohen(1988)이 제시한 효과 크기는 d값이 .2 이하면 효과가 작은 것으로 .5면 효과가

중간 수준으로 .8이상이면 효과가 큰 것으로 해석한다. 팀제를 시행하는 대학이 모든 잠

재변인에서 유의수준 .01에서 유의하며 잠재평균도 높은 것으로 나타났다. 한편, 각 잠

재변인 별로 과부제와 팀제 간의 차이를 독립표본 t-검증을 시행한 결과 두 집단 간 평


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균의 차이가 통계적으로 유의하게 나타났다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009).

5. 논의

통계 분석을 통해 도출된 연구의 결과를 연구문제에 따라 선행 연구와 비교하여 논의

하기로 한다. 연구문제 1의 결과는 총장의 오센틱 리더십은 조직 학습 문화에 긍정적

직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이 결과는 박란정(2010)의 교장 리더십이 교원 학습

문화에 효과가 있다는 연구결과와 같다. 이것은 리더는 조직 학습 문화를 형성, 정착시

키고 변화시키는 데 있어서 중요한 역할을 하는 것을 의미한다.

연구문제 2에 대한 결과는 첫째, 총장의 오센틱 리더십은 행정 직원의 심리자본에 긍정

적 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이것은 오센틱 리더의 중요한 역할이 구성원의

심리자본을 높이는 것이라는 Gardner와 동료(2005)의 이론적 주장과 같은 결과라 할 수

있다. 둘째, 조직 학습 문화는 행정 직원의 심리자본에 긍정적 직접효과가 있는 것으로

나타났다. 홍성화(2011)의 연구에서 중소기업에서의 학습조직이 종업원의 심리자본에 긍

정적 유의한 영향을 주고 있다. 조직 학습 문화가 심리자본에 유의한 영향을 주는 것은

인간의 감성에 해당하는 심리자본이 조직의 분위기나 문화에 영향을 받는다는 것을 의

미한다.

연구문제 3에 대한 결과는 첫째, 총장의 오센틱 리더십은 행정 직원의 자기주도학습에

긍정적 직접효과는 없는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 정재숙(2008)의 연구인 교사의

변혁적 리더십이 학생의 자기주도학습에 유의한 정(+)의 효과가 있다는 근거로 설정한

연구모델이 기각되고 최호승(2001)의 연구인 교사의 수퍼리더십과 셀프리더십이 학생의

자기주도학습에 유의하지 않다는 연구결과와 일치한다. 이러한 결과는 자기주도학습의

영역은 개인적인 측면이 강하다는 것을 나타낸다 할 수 있다. 둘째, 조직 학습 문화는

행정 직원의 자기주도학습에 긍정적 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 학습조직 구축

이 기업 내 조직 구성원들의 자기주도학습에 영향을 준다는 Park(2009)의 연구결과와

같다. 이것은 조직 학습 문화가 개인적 영역인 자기주도학습에 영향을 주는 것을 실증

한다고 할 수 있다. 셋째, 행정 직원의 심리자본은 자기주도학습에 긍정적 직접효과가

있는 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 자기효능감과 자기주도학습 사이에 정(+)의

효과가 있다는 Pintrich와 Garcia(1991)의 연구결과가 같은 것이다. 심리자본의 하위 구

성 개념은 공통되게 미래 지향적이고 긍정적인 사고들이다. 끊임없이 자신을 개발하고

학습하는 자기주도학습과는 밀접한 관련을 보인다고 할 수 있다.

연구문제 4에 대한 결과는 첫째, 총장의 오센틱 리더십은 행정 직원의 오센틱 리더십에

긍정적 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이것은 오센틱 리더십이 오센틱 팔로워십에


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영향을 준다는 모델을 실증적으로 지지하고 리더십 개발의 촉진은 상급자에 의해 지원

된다는 것과 리더 육성과 리더십 개발과 관련하여 최고 경영자의 역할의 중요성을 입증

하는 것이다. 둘째, 조직 학습 문화는 행정 직원의 오센틱 리더십에 긍정적 직접효과는

없는 것으로 나타났다. 이것은 대학조직은 그 기능 자체만으로 교육 및 학습을 포함하

고 있어 구성원에게 미치는 영향은 크지 않은 것으로 해석된다. 셋째, 행정 직원의 심리

자본은 오센틱 리더십에 긍정적 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이것은 오센틱 리더

십 개발모델이 대학조직에서도 유의하게 적용되고 심리자본이 오센틱 리더십 개발의 중

요한 변인임이 실증적으로 입증된 것이다. 또한, 오센틱 리더십 개발을 위해서 구성원의

심리자본에 주목해야 함을 의미한다. 넷째, 행정 직원의 자기주도학습은 오센틱 리더십

에 긍정적 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이것은 리더십 개발에 학습능력에 대한

효과를 입증하는 것이고 자기주도학습의 중요성을 실증적으로 검증한 것이다. 마지막으

로 총장의 오센틱 리더십에서 행정 직원의 오센틱 리더십에 이르는 간접효과는 모두 유

의한 것으로 나타났다. 이것은 조직 학습 문화, 심리자본, 자기주도학습 등 다양한 변수

들을 통하여 통합적으로 이루어지는 것을 나타내는 것이다.

연구문제 5에 대한 결과는 대학 행정 조직의 형태인 팀제와 과부제에 따라 각 잠재변

인 간 잠재평균의 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉 잠재평균은 팀제를 시행하는 대학

이 통계적으로 유의한 차이가 있고 잠재평균은 높은 것으로 나타났다. 팀제의 장점은

팀별 성과중심의 책임 행정구현, 구성원의 전문화를 바탕으로 한 다기능화, 신속한 의사

결정과 실무인력의 확충효과, 환경변화에 대한 신속한 대응 등(임창희, 2005)을 통하여

효과성이 있다는 것이다. 그러나 팀제 도입 이후 현실적으로 효과성이 있는지는 학자마

다 연구결과가 다양하게 나타난다(박희봉, 2009). 본 연구결과는 팀제를 시행한 정부부

처의 팀제 성격을 실질적 팀제와 형식적 팀제로 구분이여 이들 간의 차이를 검증한 오

시영(2006)의 결과인 형식적 팀제를 시행하고 있는 부처에 비해 실질적 팀제를 시행하

는 부처가 조직몰입과 직무만족도가 높다는 결론과 같게 나왔다. 이러한 결과는 일반

기업이나 정부부처에서 적용되어온 팀제가 사립대학교에도 어느 정도 효과가 있는 조직

형태라는 것을 입증하는 것이라 할 수 있다. 즉 행정 직원들이 스스로 평가하고 있는

각 구성 개념의 평균이 팀제를 도입한 대학에서 더 높게 유의한 차이를 보이고 있는 것

은 대학에서도 팀제의 유효성을 입증한 것이라 할 수 있다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구의 목적은 사립대학교 행정 직원의 오센틱 리더십 개발에 영향을 미치는 변인

으로 총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행정 직원의 심리자본 및 자기주도학습의


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구조적 관계를 분석하는 것이다. 연구목적을 달성하기 위하여 연구모델을 설정하여 구

조방정식 분석을 시행하였고 도출된 연구결과에 근거한 결론은 다음과 같다.

첫째, 사립대학교에서 총장의 오센틱 리더십은 행정 직원의 오센틱 리더십 개발을 위한

주요 변인이다. 특히, 총장의 내면화된 도덕적 시각, 균형 있는 정보의 청취를 통한 의

사결정, 다양한 조직과의 관계에서 투명성 확보 등은 행정 직원에게 긍정적 역할 모델

로 작용한다고 할 수 있다.

둘째, 조직 학습 문화가 행정 직원의 오센틱 리더십에 미치는 영향은 통계적으로 유의

하지 않았지만, 행정 직원의 심리자본 및 자기주도학습을 통하여 오센틱 리더십에 간접

적 영향을 미친다. 이것은 조직 학습 문화의 구축 요인인 계속 학습, 질문과 대화, 팀

학습, 시스템 축적 및 연결, 임파워먼트, 리더십 지원 등이 행정 직원의 심리자본과 자

기주도학습에 효과가 있음을 나타내는 것이다.

셋째, 행정 직원의 리더십 개발에 있어서 심리자본은 주요 변인이다. 특히, 행정 직원의

자기 효능감, 희망, 회복력, 낙관주의 등의 강화는 자신의 오센틱 리더십 개발에 매우

효과적임을 나타내는 것이다.

넷째, 자기주도학습은 성인들에게 대표적인 학습의 형태로 사립대학교 행정 직원의 오

센틱 리더십 개발에 유의미한 효과가 있는 변인이다. 특히, 자기주도학습은 조직 학습

문화와 행정 직원의 자기 효능감, 희망, 회복력, 낙관주의 등의 영향을 많이 받고 오센

틱 리더십 개발에 있어서 중요한 선행 변인이다.

다섯째, 사립대학교 행정 직원의 리더십 개발을 위해서는 통합적 관점이 필요하다. 특

히 개인 변인인 심리자본과 자기주도학습이 가장 효과적인 영향을 주었고 환경 변인인

총장의 오센틱 리더십과 조직 학습 문화는 다양한 경로로 리더십 개발에 영향을 주고

있다. 이는 행정 직원의 리더십 개발을 위해서 일부 요소의 효과만을 적용하기보다는

다차원적이고 통합적인 접근이 필요한 것을 의미한다.

여섯째, 일반 기업에서 조직의 효율화를 위해서 도입하기 시작한 팀제가 사립대학교에

서도 효과가 입증되었다. 현재 과부제를 시행하는 많은 대학은 팀제를 도입하려 하고

있다. 이에 대해 조직 구성원들은 반발과 저항으로 팀제 도입을 반대하며 학교 당국과

갈등 상황을 보이기도 한다. 그런데 팀제가 도입된 대학은 과부제가 시행되는 대학보다

총장의 오센틱 리더십, 조직 학습 문화, 행정 직원의 긍정 심리자본, 자기주도학습 및

직원의 오센틱 리더십 등 구성개념의 잠재평균이 높았다. 이것은 팀제 도입의 효과성이

있음을 입증하는 실증적인 하나의 예라 할 수 있다.

이에 본 연구의 결론을 근거로 다음의 제언을 하고자 한다. 첫째, 대학에서 총장의 리

더십은 매우 중요하다. 총장의 내면화된 도덕적 시각은 행정 직원에게 긍정적 역할 모

델로 작용하여 직원의 도덕적 시각을 강화시키고 총장의 균형 있는 정보의 청취를 통한


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의사결정은 대학 발전의 중요한 요소가 된다. 그리고 총장이 다양한 집단과의 투명한

관계를 유지하는 것은 직원 오센틱 리더십에 긍정적 효과를 준다. 이에 대학 총장을 대

상으로 오센틱 리더십 적용과 개발을 위한 전문적 코칭이 이루어져야 한다. 둘째, 일반

기업뿐만 아니라 대학에서도 조직의 발전과 인적 자원의 개발을 위해서는 조직 학습 문

화의 도입이 필요하다. 특히, 대학 총장의 전략적인 조직 학습 문화의 조성과 구축은 장

기적인 관점에서 행정 직원의 리더십 개발에 도움을 주고 대학 경쟁력을 높이며 대학

발전의 기틀을 이루는 것이다. 셋째, 행정 직원의 리더십 개발을 위해서는 심리자본을

키워나갈 수 있는 조직적 풍토와 분위기를 조성하여야 한다. 이러한 긍정적 분위기 조

성은 서로 격려하고 칭찬하는 공동체를 형성할 때 이루어지며 조직에 대한 애정과 충성

도도 높아지고 결국 조직의 성과와 자신의 오센틱 리더십 개발에 도움이 되는 것이다.

넷째, 행정 직원의 리더십 개발을 위해서는 자기 자신이 스스로 주도적으로 학습하는

습관과 능력의 배양에 집중해야 할 것이다. 현대와 같이 빠르게 변하고 발전하는 사회

에 적응하기 위해서는 자기가 주도적으로 학습하는 습관이 필요하다. 이것은 본인이 자

신의 역량을 개발하고 발전시켜서 장기적으로는 조직이 필요로 하는 경쟁력 있는 인재

가 되도록 노력해야 함을 의미한다. 다섯째, 대학조직에서도 조직 구조의 형태로 팀제가

어느 정도 효과가 있다는 것이 입증되었다. 그러나 대학에서의 팀제 도입은 각 대학이

가지고 있는 고유한 문화와 특성 등을 고려하여 구성원의 설득 및 충분한 준비 과정을

거쳐야 할 것이다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 사립대학교의 정규직 행정 직원(기술직 포함)을

모집단으로 하여 20개 사립대학교 745명을 표본추출 하였다. 이에 국·공립대학과 2년

제 전문대학의 행정직 및 사립대학교에 근무하는 별정직, 기능직, 계약직까지 일반화하

기에는 한계가 있을 수 있다. 둘째, 행정 직원 중 35세 이하의 직원은 대개 하위 직군에

포함되므로 오센틱 리더십 발휘에 한계가 있을 수 있다. 셋째, 현재까지 연구된 다양한

리더십 개발 모델 중 최근에 실증적인 연구가 이루어지고 있는 오센틱 리더십 개발 모

델을 사용하였는데 일반적인 리더십 개발 모델을 확대하여 적용하기에는 한계가 있을

수 있다. 넷째, 오센틱 리더십과 심리자본은 최근에 연구가 시작되어 조직 학습 문화와

자기주도학습 등 관련 변인 간의 관계에 대한 연구가 부족한 상태이다. 이에 오센틱 리

더십 개발 관련 변인 간의 관계에 대한 해석상 한계가 있을 수 있다.

후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 사립대학교 행정 직원을 대상으로 한 연

구이므로 공공기관의 행정 직원 또는 교육공무원으로까지 연구대상을 확대하여 연구할

필요가 있다. 둘째, 행정 직원의 오센틱 리더십 개발에 미치는 심리자본의 조절 효과에

대한 분석을 통해 리더십 개발에 대한 후속 연구들이 이루어져야 할 것이다. 셋째, 행정

직원의 오센틱 리더십 개발 모델에서 다층모형 분석을 이용한 개별 대학 자체가 주는


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조직 효과에 대한 후속 연구들이 이루어져야 할 것이다.


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