공직인사 상 여성공무원의 유리천장현상인식과 조직시민행동:

여성공무원들의 인식을 중심으로

｢지방정부연구｣ 제14권 제1호(2010 봄) : 181～202

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The Glass-Ceiling and Organizational Citizenship Behavior

in the Public Personnel Management

정 재 명

본 연구는 지방자치단체 여성공무원의 공직인사 상 차별인식인 유리천장현상 인식이 조직효과성을 측정하는 변수 중 하나인 조직시민행동을 구성변수로 설정해 이에 미치는 영향을 조직신뢰와 조직몰입의 매개변수를 근거로 해 실증적으로 분석하고자 시도하였다. 본 연구의 분석결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 여성공무원들이 인식하는 유리천장현상의 정도가 높을수록 조직신뢰도에는 점점 더 강한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 해석되었다. 또한 여성공무원들의 공직인사 상 유리천장현상 인식은 조직몰입과 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 유리천장현상 인식은 조직몰입과는 통계적으로 유의미한 인과관계가 성립되지 않은 것으로 분석되었다. 다음으로 조직몰입은 조직시민행동에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 분석되었지만, 조직신뢰는 조직시민행동에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 끝으로 유리천장현상은 조직신뢰성과 조직몰입을 매개로 해 조직시민행동에 유의미한 부(-)의 효과를 가지는 것으로 분석되었다.

주제어: 공직인사, 유리천장, 유리벽, 조직시민행동, 조직신뢰, 조직몰입

Ⅰ. 서 론

21세기는 지식과 정보화로 특징 지워지는 시대로써 여성인력의 활발한 사회적 진출과 더불어 공직으로의 진출이 크게 증가하는 것이 사회전체의 능률성 확보라는 논거에서 당위성을 인정받고 있다. 공직으로 진출하는 여성 전문 인력의 증가는 실질적으로 공직에서의 여성인력의 전문성에 대한 공정한 평가와 승진 및 보직관리 등에서의 객관적이고 합리적인 시스템의 구축이 당위적 명제로서 도출되고 있는 상황이다. 결국 선진 외국의 정부들은 채용, 승진과, 보직관리 등에서의 여성인력의 전문성평가에 대한 차별을 철폐하고 사회전체의 능률성 최적화라는 측면에서 다양한 정책들을 내놓고 있다. 국내에서도 저간의 일련의 시대 상황의 변화추세에 대응하여 공직에서의 여성전문성을 객관적으로 활용하기 위한 다양한 정책들, 예컨대 ‘여성채용목표제’, ‘양성평등채용목표제 ‘여성관리직 임용목표제’ 등을 추진하고 있다. 이러한 결과로 공직에서의 여성비율은 지속적으로 증가해오고 있다. 반면에 채용된 이후 관리직으로의 승진과 승진을 담보해 줄 주요부서와 주요업무로의 보직배치에서는 아직도 정책의 효과성이 미미한 상황이다(이명화, 2006; 권경득, 2000).

공직인사 상 여성공무원의 유리천장현상인식과 조직시민행동

｢지방정부연구｣ 제14권 제1호(2010 봄)

우리나라는 공직에서의 여성관리직 비율이 UN여성지위위원회가 권고하고 있는 30%는 물론이려니와 개도국 평균인 10%에도 미치지 못하는 7.1%에 불과하다. 또한 UNDP에서 발표한 여성권한척도(GEM: Gender Empowerment Measure)에서도 세계 최하위권에 머물러 있는 상황이다. 이렇게 낮은 공직 여성관리직 비율은 승진, 보직관리, 근무평정 등에서의 보이지 않는 장벽으로 존재하는 유리천장(glass-ceiling)현상과 남성위주의 조직문화에 의해 야기된다는 것이 많은 학자들에 의해 주장되어 온 지배적인 논거이다(홍미영, 2004; 2005; 이주희 외, 2007; 이시연, 2006; 이명화, 2006; 권경득, 2000).

여성의 승진과 보직배치 등에서의 차별을 대변해 주는 용어로는 유리천장(glass-ceiling)현상과 유리벽(glass-wall)효과 등을 들 수 있는데 유리천장현상은 여성들이 관리직으로 승진하는데 있어서 보이지 않는 장벽을 의미한다.

공직인사 상 유리천장현상과 관련하는 여성차별에 대한 일련의 연구들은 대부분 공직에서 여성의 승진비율, 주요부서에서의 보직비율 등을 조사 분석하고 여성차별이 존재하는지를 판단하는 선에서 진행되어 왔다. 나아가 또다른 일련의 연구들은 설문 등을 통해 실증적으로 공직인사 상 여성차별이 존재하는지를 연구하였다. 그러나 이러한 기존 연구들의 공통점은 실질적으로 공직인사 상 유리천장현상이 존재한다면 그러한 여성공무원의 차별인식이 조직의 능률성 등에서 어떤 영향을 미치는지를 실증적으로 고찰하는 복합적 연구들에까지는 이르지 못해온 것이 사실이다. 이에 본 연구는 여성공무원들이 공직인사 상 유리천장현상의 인식, 즉 차별인식이 조직시민행동, 조직신뢰, 조직몰입 등의 변수와 어떠한 연관관계를 가지는 지를 실증적으로 분석하고자 한다. 구체적으로 본 연구의 하위목적을 열거하면, 첫째, 공직에서의 여성차별을 의미하는 유리천장현상의 인식이 조직시민행동(Organization Citizen Behavior: OCB)과 어떠한 관계를 가지는 지를 다루고자 한다. 둘째, 조직신뢰성과 조직몰입이 조직시민행동에 미치는 영향관계를 고찰하고자 한다. 셋째, 조직만족과 조직몰입은 독립변수인 유리천장현상과 종속변수인 조직시민행동과의 사이에서 매개변수로서의 역할을 하는지를 논의하고자 한다. 요컨대 본 연구는 조직만족과 조직몰입을 매개변수로 하여 유리천장현상 인식이 조직시민행동에 유의미한 영향을 미치는지를 고찰하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경 및 선행연구의 검토

1.‘유리천장(Glass-Ceiling)'현상의 개념 및 선행연구

‘유리천장(glass ceiling)’은 1986년 미국 월스트리트저널의 한 기사에서 유래해 현재는 조직인사 상 여성과 소수인종에 대한 차별을 지칭하는 용어로 널리 쓰이고 있다. ‘유리천장’이란 공사조직에서 고위직으로의 승진에 여성과 소수인종을 가로막는 장벽을 말하는 것으로, “올라갈 수 있는 것처럼 투명해 보이는 상황이지만 막상 나아가 보면 더 이상 진입할 수 없는 장벽"으로 둘러싸인 상황을 의미한다(Naff, 1997; 홍미영, 2004: 333). 특히 우리나라에서는 공사조직에서 여성의 고위직, 혹은 관리직 승진과 관련해 교묘하고 보이지 않는 장벽으로 둘러싸진 상황을 의미한다(이시연, 2006; 이영애, 2006; Naff, 1997).

유리천장이론은 기본적으로 관리직에서 여성이 소수이거나 부재하다는 것은 여성들이 상위직 업무를 담당할 역량이나 열정이 부족해 발생하는 현상이 아니라 여성들의 상위직 진출을 막는 교묘한 장벽이 존재한다는 전제에서 출발한다(Naff, 1997). 이러한 장벽은 조직문화적이고 의식적인 면과 결부되어 발생하므로 명백히 드러나 법률적 조치를 취할 수 있는 보편적 차별과는 그 모습이 사뭇 다른 것이 특징이라고 할 수 있다. 즉 인사 상 승진 시에 여성이 관리자가 되는 것이 조직을 위해 바람직하지 않다는 인식을 갖고 있는 인사권자들이 존재하고 이러한 관념이 조직문화로 자리잡아 인사에 부지불식간 반영된다면 그 조직에서 여성들의 관리직으로의 승진은 대단히 어렵다고 볼 수 있다.

실질적으로 유리천장현상은 단순히 승진 시에 발생하는 차별에 국한되어 사용되는 개념은 아니다(이주희 외, 2007; 김영미, 2006; 문미경 외, 2004; 최무현 외, 2007). 즉, 승진뿐만 아니라 퇴직, 보직관리, 근무성적평정, 교육훈련 등의 공직인사 상 여성차별과 관련되는 대부분의 상황을 유리천장현상에서 그 논거를 찾고 있다. 먼저, 여성퇴직의 문제는 남성중심의 조직구조와 문화에 적응하지 못하고 소외된 여성들의 모습이라는 점이다(Kanter, 1977; 홍미영, 2004). 즉, 남성들이 만들어놓은 남성위주의 룰과 업무방식에 적응하지 못하면 승진에서 누락되고 소외되다 선택하는 길이 퇴직이라는 점이다. 특히, 육아나 가사일이 전통적으로 여성에게 할당되어 있는 상황에서 직장내에서의 회식이나 업무외적 네트웍에서 여성들이 상대적으로 불리할 수 밖에 없고, 이러한 점들이 승진에 영향을 미치고 결국 퇴직까지 이르게 된다고 볼 수 있다(이주희 외, 2007; 이시연, 2006; 홍미영 외, 2005; 이지연, 2003).

다음으로, 보직배치나 관리에서 주요부서와 주요업무인 기획, 인사, 재무, 감사, 조직관리, 총괄업무 등에 여성들이 배제되는 상황인 '유리벽(glass-wall)'현상 또한 포괄적으로는 유리천장현상에 포함된다. ‘유리벽’은 조직의 주요보직과 핵심적이고 전략적인 부서에서 여성들이 배제되면 곧 승진에서도 배제됨을 의미하기 때문에 유리벽은 유리천장을 초래하는 일차적인 원인이 된다고 볼 수 있다(홍미영, 2004; 이시연, 2006). 이러한 현상은 실질적으로 여성들이 단순 민원업무를 맡는 경우가 남성에 비해 그 비율이 훨씬 높은 반면 주요보직을 맡는 비율은 남성들에 비해 상당히 낮다는 연구결과들이 다수 존재한다(최무현 외, 2007; 홍미영, 2004, 2005; 박통희, 2004). 결국 단순민원업무 위주로 업무를 담당했던 여성들은 후에 관리자로 승진해 부서를 총괄해 관리하기란 대단히 어려운 일이다. 또한 기획, 인사, 재무, 조직 총괄 등의 주요업무는 그 업무를 담당하면서 체계적으로 습득을 해야만 알 수 있는 업무들이며, 조직의 관리자는 부서업무를 총괄해 관리해야 하므로 담당부서의 위에 언급된 핵심업무들의 흐름을 잘 알고 있어야 하는 것은 당연한 일이라고 볼 수 있다. 따라서 핵심보직에서 배제된다는 것은 결국 조직의 주요관리자로서의 승진에 절대적으로 불리하다는 것이 유리벽 효과로 인해 발생하는 차별의 내용이라 볼 수 있다.

조직인사 상 유리천장현상에 대한 연구경향은 다양한 학자들이 다양한 관점에서 접근하고 있지만 전체적 인사에 초점을 맞추었느냐 개별적 주제에 중심을 두었느냐에 따라 2가지 접근방법 정도로 압축될 수 있는데, 먼저 조직인사와 관련된 전체적인 테마들에 대한 차별실태를 조사하는 것을 들 수 있다(권경득, 2000; 홍미영 외, 2005; 제갈돈, 2000; 박천오 외, 2000; 김재기, 2006). 이 경우, 권경득(2000) 등은 정부통계자료를 활용해 관리직의 여성비율, 승진률, 주요보직에서의 비율 등을 비교·분석함으로써 차별실태를 밝히고 있다. 홍미영(2004; 2005)과 제갈돈(2000) 등은 여성의 차별실태에 대한 인식을 기초로 실증적 조사를 통해 연구결과를 밝히고 있다. 홍미영(2004)은 공직인사 상 차별에 대해 여성공무원과 남성공무원 사이의 인식차이를 실증적으로 조사했는데, 분석결과 여성과 남성사이의 조직인사에 대한 차별인식은 상당한 차이를 나타낸 것으로 나타났다. 홍미영 외(2005)는 지방공무원들의 여성관리자에 대한 차별원인과 태도를 실증적으로 분석한 결과 전반적으로 여성관리자에 대해 부정적 인식을 갖고 있는 것으로 연구결과를 제시했다. 제갈돈(2000)은 공직에서의 여성차별에 대한 인식조사에서 남성공무원들에 비해 여성공무원들이 훨씬 더 강하고 심각하게 느끼고 있는 것으로 드러났다.

조직인사 상 승진, 보직관리, 역량강화, 차별적 조직문화 등의 개별적 주제에 대한 연구들도 다수 존재한다(김태일, 2000; 이주희 외, 2007; 이영애, 2006; 김영미, 2006; 김영미 외, 2005; 문미경 외, 2004; 최무현 외, 2007; 김판석 외, 1999; 이명화, 2006). 김태일(2000)도 승진과 관련된 주제로 정부통계자료를 근거로 해 승진비율, 여성의 승진소요기간 등을 연구해 공직인사에서 여성이 남성에 비해 승진소요기간이 짧다는 논거를 제시했다. 또한 이영애(2006)는 승진에서의 여성차별 원인들 중 핵심보직배치에서의 여성의 배제가 승진에 가장 큰 영향을 미친다는 연구결과를 밝혔으며, 이주희 외(2007)는 ‘여성공무원의 승진저해기제 및 제도의 이면효과’에 대한 연구를 통해 역시 주요부서로의 보직배치에서의 여성의 배제가 여성의 승진에 가장 큰 걸림돌로 작용한다는 주장을 한다. 여성공무원의 연구역량의 강화에 관해서는 최무현 외(2007)는 관리직 여성공무원을 육성하기 위해 여성공무원 수의 증대와 생애주기별 보직배치 모델 개발이 중요하다는 결론을 제시했다(김판석 외, 1999). 여성 차별적 공직문화와 관련해서는 이명화(2006)는 ‘문화적 관점에서의 여성공무원 인사정책’에 대해 연구하고 공직인사 상 여성차별의 주요한 원인으로 ‘사회적 관습과 성차별 구조’, ‘공무원의 관행과 보수성’을 제시하고 있다. 이주희 외(2007)도 남성중심적 권위구조와 조직문화가 공무원조직에 팽배해 있으며 이러한 것이 여성차별의 주요 동인이라는 설명을 하고 있다. 그러나 유리천장현상과 관련된 기존연구 대부분이 공직인사 상 여성차별이 존재하느냐에 대한 실태분석, 나아가 차별이 존재한다면 그 원인이 무엇인가에 주안점을 두고 있지 차별인식이 과연 조직에 어떤 영향을 미칠지 조직신뢰, 조직몰입, 조직만족, 조직시민행동, 조직효율성 등의 다양한 조직변수와의 관계성에 대한 연구는 지금까지 이뤄지지 않고 있다고 볼 수 있다.

2. 유리천장현상과 조직시민행동(Organizational Citizenship Behavior)

Katz(1964)에 따르면 조직이 효과적으로 기능하려면 조직 구성원이 조직에 지속적으로 머물고자 하는 행동, 조직내 역할요구를 충족시키는 역할 내 행동(in-role behavior), 조직내 역할을 넘어서는 헌신적이고 자발적인 역할 외 행동(extra-role behaivor) 등의 복합적 작용이 요구된다고 하였다(정승언ㆍ김민주, 2000). 즉, 여기에서 말하는 역할 외 행동인 자발적인 행동이 조직시민행동이라는 주제로 연구되고 있으며, 또한 전통적인 업무성과의 척도로는 측정이 가능하지 않지만 장기적인 조직효율성인 조직의 혁신, 융통성, 생산성, 급변하는 환경에 대한 적응 등에는 지속적으로 영향을 미칠 중요한 요소로 부각되고 있다(Schneider, 1990). 이러한 자발적인 행동을 Organ(1983) 등은 후에 ‘조직시민행동’이라는 용어로 정립했다(김민주ㆍ정승언, 1999). Organ(1988)은 조직시민행동을 "자유재량의 행동으로서 단기적으로는 공식적인 보상체제와 무관하게 정해진 역할 이상을 수행하여 조직을 지원하는 행동"으로 정의하였다. 즉, "조직의 공식적 보상체계와 관계없이 조직의 효율성을 증진하는데에 도움을 주는 자발적인 역할 외 행동"을 말한다(Organ, 1988). 따라서 조직시민행동은 조직효과성을 제고하는데 도움이 되는 개인 행위를 의미한다고 볼 수 있는데, 대체로 의무가 아닌 조직 구성원의 자발성, 공식적 보상의 부재, 행위가 조직효율성을 증진하는 데에 공헌, 조직과 구성원간의 경제적인 교환관계를 넘어서는 관계를 반영, 구성원의 개인적 성향과도 관계되는 특징을 지닌다고 볼 수 있다(Podsakoff et al., 2000; 신승국·송필수, 1997).

Organ(1988)은 조직시민행동의 하위구성요소로 이타주의(altruism), 양심행동(conscientiousness), 시민적 덕성(civic virtue), 예의(courtesy), 스포츠맨십(sportsmanship) 등으로 제시했다. 이타주의는 동료를 자발적으로 도와주는 행동을 의미하며, 시민적 덕성은 ‘참여행동’으로 표현되기도 하는데 조직내 활동에 적극 참여하고 몰입하는 것을 말한다. 예의는 구성원들간의 정보공유 등의 행위를 말하는 것이며, 양심은 자신의 역할행동에 최소한 요구되는 수준이상으로 행하는 것을 일컬으며, 스포츠맨십은 ‘비불평성’등으로 해석되기도 하는데 조직에 비난을 삼가고 조직 내에서 발생하는 문제를 인내하는 행동을 말한다(Podsakoff, MacKenzie, Moorman, & Fetter, 1990). 다양한 학자들이 하위구성요소들에 대해 다양한 안들을 제시하고 있지만 일반적으로 위에 언급된 다섯 가지 차원의 하위 구성요소들이 가장 많이 쓰이는 활용되고 있으나 하위차원에 대한 경험적 검증 결과는 일관성이 부족한 것으로 나타나고 있다(문형구·김경석, 2006: 617). 이것은 하위차원의 구성요소들간의 배타성이 부족해 발생하는 것이며, 이를 해결하기 위해서는 구성요소들 간의 지나친 세분화를 피하고 통합`단순화 시켜야 할 것으로 판단된다(박통희ㆍ김민강, 2008). 선행연구에서는 조직시민행동을 단일변수로 구성하는 경우(Bateman & Organ, 1983; King, 2000; 강여진ㆍ장지원, 2005; 배귀희, 2007; 김민강ㆍ박통희, 2008)가 있고, 또 복수의 변수로 측정하는 경우로 나눌 수 있다(박통희ㆍ김민강, 2008; 김경석, 1995; 배일현ㆍ전인수, 2003; 김호균, 2007). 일반적으로는 후자의 경우가 많은 편이나 본 연구에서는 유리천장현상의 인식이 조직시민행동이라는 변수에 미치는 전반적인 영향을 검증하는데 초점을 맞추기 때문에 조직시민행동이라는 단일변수로 측정하게 된다.

Podsakoff et al.(2000)은 조직시민행동의 7개 하위차원인 이타적 행동, 스포츠맨십, 조직충성, 조직순응, 선도적 행동, 조직구성원으로서의 덕성, 자기계발 등으로 분류해 제시하였다(박통희 ·김민강, 2008).

본 연구목적과 관련된 여성차별문제인 유리천장현상과 조직시민행동의 관계성을 조사한 연구는 현재 존재하지 않는다. 주로 현재의 연구들은 대체로 공정성과 조직시민행동과의 관계성을 연구한 결과들이 다수 존재한다. 이러한 연구들로는, 먼저 배귀희(2007)는 조직공정성이 조직신뢰와 조직몰입도를 매개변수로 해서 조직시민행동과의 관계성에 대해 연구하고 두변수 사이에 정의 효과가 있는 것으로 결론지었다. 또한 강여진ㆍ장지원(2005)은 인사공정성과 조직시민행동과의 상관성을 연구하고 분배공정성과 절차공정성이 조직시민행동에 긍정적 영향을 미치는 것으로 연구결과를 제시했다. 또한 정승언ㆍ김민주(2000)는 공정성 지각이 호텔종업원의 조직시민행동에 미치는 영향에 관한 연구를 통해 분배 공정성과 절차 공정성을 지각하면 배려 행동과 참여 행동의 정도가 높아지는 것으로 나타났다.

3. 유리천장현상과 조직신뢰(Organizational Trust)

신뢰에 대한 개념정의는 다양한 학자들에 의해 제시되고 있다(Rotter, 1980; Mayer et al., 1995; Luthman, 1988). 먼저, Mayer et al.(1995)은 신뢰를 “위험에도 불구하고 신뢰대상이 신뢰자의 이해에 부합하도록 행동하리라는 주관적 기대와 그러한 기대를 근거로 자신을 취약한 상태에 두려는 자발성”으로 정의한다(원숙연, 2002; 이창원·최창현, 2005: 156). 위험을 대상으로 신뢰를 기술한 또 다른 학자로는 Luthman(1988)을 들 수 있는데, 신뢰는 “어떠한 상황에서 타인으로부터 손해를 볼 가능성이 존재하나 그를 믿고 선택하는 것”이라고 정의한다(김호균, 2007: 172). 신뢰에 대해 Rotter(1980)는 개인이나 집단이 약속한 것에 대해 믿어도 될 것이라는 일반적인 기대를 의미한다고 정의한다.

신뢰의 종류로는 신뢰의 대상에 따라 수직적 신뢰, 수평적 신뢰, 제도적 신뢰로 나눌 수 있다(Fox, 1974; McCauley & Kuhnert, 1992). 수직적 신뢰는 조직신뢰, 상사신뢰를 포함하고, 수평적 신뢰는 동료신뢰를 의미하며, 제도적 신뢰란 시스템에 대한 신뢰를 말한다. 그러나 대체로 신뢰대상의 다계층성을 감안해 ‘조직에 대한 신뢰’, ‘상사에 대한 신뢰’, ‘동료에 대한 신뢰’ 등의 3가지로 구분하는 경향이 있다(김호균, 2007; Robbinson, 1996; Butler & Cantrell, 1984). 본 연구에서는 신뢰의 다계층성을 고려해 수직적 신뢰 중의 ‘조직신뢰’에 주안점을 두고 논의를 전개해가고자 한다.

본 연구의 직접적 주제인 인사 상 유리천장현상과 조직신뢰에 대한 연구는 국내외를 통틀어 거의 전무하다고 볼 수 있다. 유리천장현상을 연구한 대부분의 연구들은 유리천장현상의 존재와 실태를 살펴보는 정도이기 때문에 이러한 현상이 다른 조직변수들과 어떤 관계로 전개되는지를 살펴보고 있지는 않다. 단지, 실질적으로 유리천장현상이 의미하는 인사 상 공정성의 훼손과 신뢰와의 관계성에 다소 맥락을 같이하는 조직공정성이나 인사공정성이 수직적 신뢰에 영향을 미치는지를 연구한 결과들은 다수 존재한다(Brockner & Siegel, 1996; Alexander & Luderman, 1987; Lind & Tyler, 1988; 배귀희, 2007; 강여진, 2005). 이러한 연구들은 대체로 절차적 공정성과 분배적 공정성이 조직의 신뢰에 영향을 미치며 이의 방향은 정의 효과를 나타낸다는 연구결과들을 기술하고 있다(Alexander & Ruderman, 1987; Tyler & Dogoey, 1996; McFarlin & Sweeney, 1992). 또한 절차적 공정성과 분배적 공정성의 상호작용도 결국 신뢰를 창출하는데 긍정적 역할을 하는 것으로 나타나고 있다(Brockner & Siegel, 1996).

4. 유리천장현상과 조직몰입(Organizational Commitment)

조직몰입은 다양한 학자들에 그 개념이 정의되어지고 있는데, 먼저 Grusky(1966)는 조직몰입을 ‘조직구성원이 조직에 대해 가지는 애착의 정도’라고 했다. 즉, 조직에 대해 개인이 갖고 있는 태도로써 자신이 소속하고 있는 조직을 개인이 얼마나 동일시하며 그 조직에 헌신하고자 하는가 하는 정도를 의미한다고 표현하였다(이창원·최창현, 2005: 154). 또한, Porter et al.(1974)는 ‘조직의 가치나 규범에 대해 조직구성원이 느끼는 동일화의 정도와 이를 실현시키려는 자발적인 의지의 정도’로 정의했다(김호균, 2007; 180). Buchanan(1974)은 조직몰입을 ‘조직의 목표와 가치, 자기의 역할과 조직 그 자체에 대한 감정적인 애착’이라고 파악했다. O'Reilly(1989: 18)에 따르면 조직몰입에는 ‘복종’, ‘일체화(identification)’, ‘내면화(internalization)’의 세단계가 있는데, ‘복종’은 조직으로부터 보수 등의 편익을 획득하기 위해 조직의 영향을 수용하는 단계이며, ‘일체화는 조직에서의 만족스러운 인간관계를 형성하기 위해 조직의 영향을 수용하는 단계이고, 마지막으로 ’내면화‘는 조직의 가치가 구성원들에게 내재적 보상으로 느껴지며 이에 따라 조직의 가치와 개인의 가치가 일치하게 되는 단계이다(김호정, 2002). Reichers(1985)는 조직몰입의 유형으로 타산적 몰입(Calculative OC), 행위적 몰입(Behavioral OC), 태도적 몰입(Attitudinal OC)으로 범주화시켰다. 타산적 몰입은 조직몰입이 고용조직과 관련해 발생하는 보상과 비용의 이해타산에 몰입이 발생한다는 것이며, 행위적 몰입은 행위로 표시된 행위적 특성들이 얼마나 분명한가에 따라 발생하는 몰입을 의미한다. 태도적 몰입은 구성원들의 조직목표와 가치의 내재화에 따라 발생하는 몰입을 말한다. 조직몰입의 또다른 분류로는 Meyer, Allen, & Smith(1993)가 제시한 3가지 유형이 있다. 정서적 몰입(Affective Commitment)은 조직구성원이 조직과 동일시되고자 하는 감정적 애착심을 의미하며, 지속적 몰입(Continuous Committment)은 Porter et al.이 제시한 타산적 몰입과 유사한 내용으로 구성원이 조직을 떠났을 때 발생하는 비용과 편익에 근거한 몰입을 말한다. 규범적 몰입(Normative Committment)은 조직구성원이 조직에 머물려는 의무감에 기초한 몰입을 의미한다. 이러한 조직몰입에 대한 정의에는 대체로 조직에 대한 헌신과 충성심, 조직의 가치와 규범과의 동일시, 조직목표를 성취하려는 자발적인 의지, 조직에 남으려는 강한 애착감 등으로 요약될 수 있다(Buchanan, 1974; Bateman & Strasser, 1984; 김호균, 2007; 배귀희, 2007).

조직몰입의 측정항목들은 Avalio et al.(2004)가 측정시 채택한 ‘조직에의 동일시’ 정도, ‘관여정도’, ‘충성심’ 등이 있고, Mower, Steers, & Porter(1979)가 개발한 ‘조직몰입설문(Organizational Committment Questionaire: OCQ)’항목을 구성하는 ‘고용조직에 대한 가치수용’, ‘고용조직을 위해 보통 이상의 노력을 할 것이라는 동기’, ‘고용조직에 계속 남아 근무하고자 하는 의도’등으로 압축될 수 있다. 대체로 OCQ설문항목이 다수 사용되고 있는 경향이 있다(김호균, 2007).

대체로 조직몰입에 대한 연구들은 조직에 대한 일체감과 더불어 애착감을 가지는 정서적 몰입이 조직몰입의 개념과 일반적으로 동일시화 하는 경향이 있다(Buchanan, 1974; Mowday et al., 1982; Avolio et al., 2004). 유사한 맥락에서 조직몰입을 태도로 인식해 다른 변수들과의 관계성을 연구하는 경향이 있다. 즉 조직목표와 가치의 내재화 정도에 따라 조직의 성과나 생산성에 정의 영향을 미친다는 연구결과가 있다(Mowday, Porter, & Steers, 1982). 또한 조직몰입이 조직시민행동에 긍정적인 영향을 미친다는 결과들이 존재한다( Podsakoff et al., 2000, Bateman & Organ, 1983; Organ & Ryan, 1995; Smith et al., 1983; Williams & Anderson, 1991; 배귀희, 2007; 김호균, 2007). 그러나 여성의 유리천장현상 인식과 조직몰입의 관계성에 대해 연구된 국내외 연구는 거의 존재하지 않는다고 볼 수 있다. 단지 조직관련 변수인 조직 및 인사공정성이 조직몰입에 미치는 영향에 관한 연구는 다수 존재한다. Lind & Tyler(1988)는 조직공정성의 증가는 조직몰입도에 긍정적 영향을 미친다는 연구결과를 내놓았고, Folger & Konovsky(1989)와 McFarlin & Sweeney(1992)는 공정성을 절차공정성과 분배공정성, 결과공정성으로 나누어 조직몰입과의 관계성을 조사한 결과 분배공정성의 영향력이 가장 크다는 결과를 도출했다. 국내에서는 박철민·김대원(2004)은 조직공정성과 조직몰입과의 관계성을 연구한 결과 긍정적 상관관계가 존재하는 것으로 나타났다. 반면에 배귀희(2007)은 조직공정성과 조직몰입과의 관계성에 대해 국립과학수산원의 연구원들을 대상으로 실증적 조사를 한 결과 유의한 관계성이 나타나지 않았다.

5. 조직신뢰와 조직시민행동

조직시민행동에 영향을 미치는 선행변수들에 대해서는 많은 연구가 진행되어 왔지만 이러한 변수들과 달리 조직신뢰성과 조직시민행동과의 관계성은 크게 많지 않은 않다. 조직시민행동과 관련된 주요연구 주제들로는 사회적 교환관계, 조직동일시, 권한부여 등을 들수 있는데 사회적 교환관계로는 조직공정성, 인사공정성, 직원의 태도, 상호성, 신뢰, 믿음 등과 관련되고, 조직동일시는 직무만족, 조직몰입 등의 변수들이 있다(O'Reilly & Chatman, 1986; 강여진ㆍ장지원, 2005; 배귀희, 2007; 김호균, 2008; 김호정, 2002, 2003). 또한 개인차원의 변수로 성격, 외향성, 동정심, 성취욕구 등도 주요한 주제로 제시되고 있다. 상황변수로는 직무특성, 직무범위, 리더행동 등을 들 수 있다(Podsakff et al., 2000; Bateman & Organ, 1983; Organ & Ryan, 1995; 김호정, 2002; 김호균, 2008). 그러나 기존연구들의 일관된 견해는 조직시민행동을 촉진하는 가장 핵심적인 변수로 신뢰를 든다(박통희ㆍ김민강, 2008). 신뢰가 조직시민행동에 유의한 영향을 미친다는 분석결과를 낸 학자들로는 강여진ㆍ장지원(2005)을 들 수 있다. 이들의 연구결과를 보면 상관신뢰가 조직시민행동에 긍정적 영향을 미치며 이러한 결과는 타인이나 조직에 대한 호의적인 느낌이 그에 보답하고자 하는 의무감을 야기시켜 조직시민행동을 유발하게 된다고 밝히고 있다. 또한 이러한 연구결과는 앞서 신뢰가 조직시민행동에 대해 긍정적 영향을 미친다고 강조했던 Setton et al.(1996)과 Konovsky & Pugh(1994)의 연구결과와 동일하다. 박통희·김민강(2008)은 조직신뢰를 매개로 하여 신분불안이 조직시민행동에 미치는 영향을 연구한 결과 신분불안이 조직신뢰를 저하시키고, 이것이 조직시민행동에 부정적 영향을 미친다는 결과를 보여주고 있다. 나아가 배귀희(2006)는 분배공정성과 절차공정성 모두 조직신뢰를 매개로 하여 조직시민행동의 구성개념에 유의미한 정의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 김호균(2007)은 조직공정성과 OCB와의 관계성을 조사한 결과 조직공정성이 조직신뢰를 매개로 하여 OCB에 긍정적 영향을 미치는 것으로 결론지었으며, 김호균(2008)은 상사신뢰와 조직신뢰가 조직몰입을 매개변수로 해 조직시민행동의 구성변수들에 미치는 영향을 연구한 결과 상사신뢰와 조직신뢰 모두 조직몰입을 매개변수로 해 조직시민행동의 구성변수인 참여행동, 양심행동, 이타행동에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 지금까지의 조직시민행동에 대한 신뢰의 영향에 대한 대부분의 연구들은 신뢰가 조직시민행동에 유의미한 영향을 미친다는데 대체로 일치하는 견해를 보이고 있다고 해석된다.

6. 조직몰입과 조직시민행동

조직몰입과 조직시민행동에 관한 연구결과들은 대체로 조직몰입과 조직시민행동과의 인과관계가 정(+)의 방향성을 가지고 있음에 대체로 일치하는 견해를 보이고 있다고 해석 된다(William & Anderson, 1991; MacKenzie, Podsakoff, & Ahearne, 1998; Weiner, 1982; Shore & Waner, 1993; Scheppe, 1998; 김호균, 2007; 2008; 배귀희, 2006; 김광근·김용철, 2006; 이동수ㆍ박희서, 2008). 먼저, 김광근·김용철(2006)는 직무특성이 조직몰입에 선행요인으로 작용해 조직몰입이 조직시민행동의 충성행동에 영향을 미치는 것으로 나타났으며 특히 직무만족보다 조직몰입이 충성도에 더 많은 영향을 미침을 입증하였다. 유사한 맥락에서 MacKenzie et al.(1998)은 직무관련행동이 조직몰입의 선행변수이고, 조직몰입은 조직시민행동에 영향을 미치는 변수임을 입증했다. Williams & Anderson(1991)과 Schappe(1998)는 조직몰입이 조직시민행동을 높이는데 긍정적 영향을 미친다는 분석했고, 김호균(2007; 2008)은 조직몰입이 OCB에 정(+)의 영향을 미친다고 실증적 분석을 통해 서술했다. 배귀희(2007)도 조직몰입이 조직시민행동에 강하게 긍정적 영향을 미치는 것으로 실증적 분석을 통해 밝혀냈다. 이동수·박희서(2008)은 조직몰입과 직무만족이 조직시민행동에 미치는 영향을 연구한 결과 조직몰입은 조직시민행동에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났지만 직무만족은 유의하지 않는 것으로 밝혔다. 지금까지 기술한 국내외의 연구사례 결과를 살펴봤을 때, 조직몰입은 조직시민행동에 대해 직간접적으로 영향을 미치는 선행변수가 될 것이라는 추론이 가능하다고 볼 수 있을 것이다.

Ⅲ. 조사설계와 분석방법

1. 자료수집 및 표본특성

본 연구는 여성공무원이 공직인사 상 유리천장현상이라는 차별을 인식했을 때 조직시민행동에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 관계성을 지방자치단체의 여성공무원들의 인식을 토대로 실증적 방법으로 규명한다.

본 연구의 경험적 조사는 경상남도 지방자치단체들 (진주시, 사천시, 통영시, 함안군, 창녕군, 고성군, 산청군, 합천군, 의령군)의 여성공무원들을 대상으로 설문조사를 통해 이루어졌다. 설문조사는 2010년 3월 15일부터 4월 2일까지 이루어졌으며 설문지는 400부가 배포되어 312부(78%)가 회수되었다. 연구대상자의 인구통계학적 기본적 특성은 아래의<표 1>과 같다.

〈표 1〉설문조사 응답자의 분포

변 수	구 분	빈 도	비 율	변 수	구 분	빈 도	비 율
연 령	20대	25	8.0	근 무 년 수	1-5년	70	22
	30대	109	34.9		6-10년	40	12.8
	40대	141	45.2		11-15년	40	12.8
	50대	35	11.2		16-20년	120	38.5
	60대	1	0.3		21-25년	47	15.1
학 력	고졸	34	10.9	직 급	5급이상	2	0.6
					6급	47	15.1
	대졸	253	81.1
	대학원졸	25	8.0		9~7급	263	84.3

2. 연구모형과 가설의 설정

1) 연구모형설정

지금까지의 논의를 기초로 하여 유리천장현상을 잠재외생변수로 설정하였고, 조직신뢰, 조직몰입, 조직시민행동 등을 잠재내생변수로 하여 분석모형을 <그림 1>과 같이 도식화 하였다. 본 연구의 분석틀은 유리천장현상의 인식이 조직시민행동에 유의미한 영향을 미치는 지를 조직신뢰 변수와 조직몰입 변수들을 매개로 하여 분석하고 있다는 특징을 지니고 있다.

<그림 1> 유리천장현상과 조직시민행동과의 관계 연구모형

유리천장

조직신뢰

조직몰입

조직시민행동

H1

H2

H3

H4

H5

2) 가설설정

이론적 고찰 및 선행연구 등을 통해 다음 연구모형의 가설을 설정하였다.

가설(H)1. 유리천장현상 인식은 조직신뢰에 역(-)의 영향을 미칠 것이다.

가설(H)2. 유리천장현상의 인식은 조직몰입에 역(-)의 영향을 미칠 것이다.

가설(H)3. 조직신뢰는 조직몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

가설(H)4. 조직신뢰는 조직시민행동에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

가설(H)5. 조직몰입은 조직시민행동에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

가설(H)6. 유리천장현상 인식은 조직몰입과 조직신뢰를 매개로 하여 조직시민

행동에 역(-)의 영향을 미칠 것이다.

3. 변수의 조작적 정의 및 측정변수

본 연구에서의 유리천장현상은 공직인사 상 승진과 보직배치, 교육훈련, 근무성적평정에 있어서 여성들이 차별을 인식하는 정도로 그 개념을 정의하고자 한다. 이를 위해 구조방정식 모형을 구성했으며 본 모형의 통계적 분석을 위해 AMOS 18.0 통계패키지를 활용하였다. 유리천장현상의 구성개념에 대한 측정변수는 홍미영(2004)이 개발한 설문문항 중 유리천장현상의 존재이유와 승진제도와 관련한 3문항과 행정자치부(1998)가 공직인사 상 차별인식과 관련해 개발한 문항들을 참조해 개발한 8문항을 덧붙여 총 11문항으로 구성하였다.

조직신뢰는 조직구성원이 ‘조직에 대해 가지는 긍정적인 믿음의 정도’를 의미하는데 구성변수에 대한 측정변수는 위험감수의지, 일체화, 자발성 등을 기준으로 박통희ㆍ김민강(2008)과 Shockley-Zalabak et al. (2000)이 사용한 문항과 배귀희(2007), 김호균(2008)이 사용한 설문 문항 중 수정 보완하여 총 5문항을 사용하였다.

조직몰입은 ‘구성원이 조직의 가치와 목표를 내재화하며, 조직업무활동에 대한 심리적 몰두, 그리고 조직 그 자체에 대한 열렬한 애착’등을 의미한다. 조직몰입에 대한 측정변수는 Allen & Meyer(1997), Meyer & Allen(1983)의 설문과 Mowday et al.(1979), Cook & Wall(1980) 등의 설문문항과 더불어 김호균(2008)과 배귀희(2007)의 문항을 수정 보완해 6개 항목으로 구성하였다.

조직시민행동은 조직의 공식적 보상체계와는 관계없이 자발적으로 행해지는 조직에 도움이 되는 행동을 의미한다. 본 연구에서는 조직시민행동을 참여행동, 양심행동, 이타적 행동 등의 3가지 하위변수로 나누어 측정문항을 구성해보았다. 참여행동과 이타적 행동에 대한 문항들은 Podsakoff & MacKenzie(1989)와 Coyle-Shapiro(2002)가 제시한 척도와, 김호균(2008)이 제시한 문항들을 수정·보완해 각각 4문항의 설문을 구성했고, 이타적 행동은 김호균(2008)과 배귀희(2007). 강여진·장지원(2005), Organ & Konovsky(1989) 등이 사용한 4개의 설문문항으로 측정하였다.

Ⅳ. 조사결과 분석

1. 변수의 타당성과 신뢰성, 상관관계 분석

1) 변수의 타당성과 신뢰성

본 연구의 측정모형 타당도를 검토하기 위하여 Amos18.0 프로그램을 활용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 즉 각 측정변수들이 잠재변수들을 어느 정도 충실히 설명하고 있는지를 확인하기 위하여 확인요인분석을 실시하여 아이겐 값이 1.0이상인 요인을 추출하였으며 집중타당성(convergent validity)을 분석하기 위해 다중상관자승(Squared Multiple Correlation: SMC)값을 검토해 보았다(강여진, 2005). 또한 신뢰성(Reliability)을 측정하기 위해 cronbach α계수를 활용하였다.

아이겐값과 SMC를 검토하면서 수치가 기준에 미달함으로써 설명력이 부족한 유리천장현상의 측정변수 중 G6, G8, G9를 제거하였으며, 조직몰입변수의 측정변수 중 OC4, 조직시민행동 변수의 측정변수 중 O3, O9, O10, O11, O12의 변수들을 제거하였다. 따라서 유리천장 8항목, 조직신뢰성 5항목, 조직몰입 5항목, 조직시민행동 7항목으로 구성된 측정모형을 최대우도법(Maximum Likelihood: ML)으로 모수를 추정한 결과 아래 <표 2>와 같이 신뢰성과 단일차원성을 확인하였다. 즉 잠재변수의 측정척도 크론바하  α값은 변수들 모두 0.8이상으로 양호한 것으로 나타났다. 또한 각 개념구성의 측정변수의 경우 C.R(T값)은 모두 2.58이상이고, p값도 0.000으로 유의수준(0.01)보다 작은 것으로 분석되었다. 따라서 구성개념별 측정변수의 요인적수치는 유의미하다고 해석할 수 있겠다.

<표 2> 확인적 요인분석 결과

개 념	측정 변수	요인적재치	표준화된 요인적재치	표준오차	C.R.	SMC	신뢰도 α계수
유리천장	G11	1.000**	.753	.000	-	.567	α=0.890
	G10	.659	.494	.077	8.540	.244
	G7	.796	.667	.068	11.778	.446
	G5	.957	.836	.063	15.116	.699
	G4	.628	.564	.064	9.820	.318
	G3	.878	.804	.061	14.481	.647
	G2	1.021	.798	.071	14.361	.637
	G1	.982	.793	.069	14.252	.629
조직신뢰	OT1	1.000**	.659	.000	-	.434	α=0.861
	OT2	1.334	.780	.116	11.493	.609
	OT3	1.247	.784	.108	11.535	.615
	OT4	1.316	.771	.115	11.394	.595
	OT5	1.126	.727	.104	10.874	.528
조직몰입	OC6	1.000**	.695	.000	-	.482	α=0.810
	OC5	.789	.643	.078	10.056	.414
	OC3	.665	.532	.079	8.432	.283
	OC2	.890	.743	.078	11.414	.553
	OC1	1.049	.809	.086	12.162	.655
조직시민 행동	O1	1.000	.663	.000	-	.440	α=0.846
	O2	1.078	.672	.106	10.151	.452
	O4	.818	.587	.091	9.031	.344
	O5	1.116	.648	.113	9.850	.421
	O6	1.066	.673	.105	10.165	.453
	O7	1.412	.743	.128	11.009	.552
	O8	1.238	.672	.122	10.150	.452

2) 변수 간 상관관계 분석

본 연구모형의 내생변수인 조직신뢰, 조직몰입과 종속변수인 조직시민행동과 외생변수인 유리천장에 대한 관계성이 총화척도(summated scale)방식에 의해 판별타당성이 검토되었고 그 결과가 <표 3>에 제시되어 있다. 아래 <표 3>에서 보는 바와 같이 구성개념 간 상관계수가 지나치게 커서(0.85이상) 다중공선성을 일으킬 확률이 높지 않을 것으로 판단되어 구성개념 간 판별타당성 조건을 충족하는 것으로 분석되었다.

<표3> 구성개념 간 기술통계량과 상관관계

변수	평균	표준편차	유리천장	조직신뢰	조직몰입	조직시민행동
유리천장	2.43	0.68
조직신뢰	2.79	0.62	-0.257**
조직몰입	2.46	0.66	-0.079	0.442**
조직시민행동	2.54	0.52	0.081	0.355**	0.551**

**p<0.01

2. 구조모형 분석 및 가설의 검증

1) 분석방법과 모형검증

모형의 적합도(fit)는 추정 공분산행렬(모형)이 입력 공분산행렬(현실)과 얼마나 유사한가를 나타내주는 것으로서, 본 논문에서 설정된 연구모형을 통해 검증해 본 결과가 <표 4>에 나타나 있다. <표 4>에서 절대적합지수(absolute fit indices)인 Ⅹ²는 66.53이고 자유도(df)는 27이며, 유의수준은 0.073이고 Ⅹ²/df이므로 모형은 적합도가 높다고 결론내릴 수 있다. 또 다른 절대적 적합도 지수인 RMSEA=0.069이므로 0.80보다 작으며, GFI=0.925, AGFI=0.907은 0.90보다 크므로 적합도가 높은 것으로 받아들여지며, 증분 적합도지수(incremental fit indices)인 CFI=0.923와 TLI=0.917는 모두 일반적 기준치인 0.90을 상회하므로 <표 4>는 모형을 통한 인과관계를 설명하는데 적합하다고 볼 수 있다.

<표 4> 측정모형의 적합도 지수

RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)는 Ⅹ²값을 자유도와 표본의 크기로 조정한 값으로 .08보다 작으면 적합도가 좋다고 할 수 있다. CFI(Comparative Fit Index)는 .90이상이면 적합도를 수용할 수 있으며, TLI(Tucker-Lewis Index)는 .90이상이면 적합도를 수용할 수 있다. GFI(Goodness-of-Fit Index)는 입력 공분산행렬내의 분산공분산이 추정 공분산행렬에 의해 설명되는 정도를 나타내는 지수로서 .90이상이면 적합도가 높은 것으로 받아들인다. AGFI(Adjusted Goodness-of-fit Index)는 모형의 복잡성을 고려하여 GFI를 자유도에 의해 조정한 지수이며 ,90이 기준치이다(이학식·임지훈, 2009: 33~36).

적합도 지수	Ⅹ² 검증				RMSEA (>0.80)	CFI (>0.90)	TLI (>0.90)	GFI (>0.90)	AGFI (>0.90)
	Ⅹ²	자유도	Ⅹ²/df	p
값	66.53	27	2.464	0.073	0.069	0.923	0.917	0.925	0.907

2) 가설의 검증

본 연구의 이론적 배경에서 제시한 연구가설을 구조방정식모형에 의해 검증한 결과 <표 5>와 같은 결과물이 도출되었다. 연구가설은 CR(Critical Ration)값, 즉 t값을 통해 검증되었다.

경 로	경로계수	표준오차	CR(T값)	유의확률(p값)	지지여부
조직신뢰←유리천장	-0.182	0.042	-4.284	0.000	지지(H1)
조직몰입←유리천장	0.065	0.056	1.150	0.250	기각(H2)
조직몰입←조직신뢰	0.720	0.111	6.492	0.000	지지(H3)
조직시민행동←조직신뢰	0.110	0.062	1.795	0.073	기각(H4)
조직시민행동←조직몰입	0.367	0.055	6.717	0.000	지지(H5)

<표 5> 변수 간 경로효과계수 및 가설검증

본 연구의 분석결과에 따르면, 유리천장현상의 인식이 조직신뢰성에 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 따라서 <가설1: 여성공무원의 유리천장현상 인식이 조직신뢰성에 유의미한 부(-)의 영향을 미칠 것이다>는 지지된다고 해석할 수 있겠다. 그러나 유리천장현상이 조직몰입에 미치는 영향(가설2)을 검증한 결과 표준화 경로계수가 0.065이며 t값이 1.150(p값 0.250)으로 나타나 가설 2는 기각되었다. 따라서 본 연구 결과에 따르면 유리천장현상의 인식은 조직몰입에 반드시 부정적인(-) 영향을 미친다고 보기는 어렵다고 판단된다.

다음으로 조직신뢰가 조직몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이라는 가설 3은 표준화 경로계수 0.720이며 t값이 6.492, 유의수준이 p<0.05 이하로 나타나 채택되었다. 따라서 조직신뢰는 조직몰입에 정의 영향을 미친다고 볼 수 있다. 반면 조직신뢰가 조직시민행동에 정(+)의 영향을 미칠 것이라는 가설 4를 검증한 결과 표준화 경로계수가 0.11이고 t값이 1.795(p값 0.073)로 나타나 가설 4는 기각되었다. 가설 4의 검증결과에 근거하면 조직신뢰는 조직시민행동에 정(+)의 영향을 미친다고 볼 수 없다는 결론이 가능하다.

마지막으로 조직몰입이 조직시민행동에 정(+)의 영향을 미칠 것이라는 가설5를 검증한 결과 경로계수(r)는 0.367이며, t값은 6.717(p값=0.000)로 나타나 가설5는 채택되었다. 즉 조직몰입은 조직시민행동에 통계적으로 정(+)의 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

결론적으로 종합하면 본 연구에서 유리천장현상은 조직몰입에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 못하고 있으나 조직신뢰에는 유의미한 부(-)의 영향을 미치고 있다. 가설1, 3, 5는 통계적으로 검증되었지만 가설2와 4는 기각되었다. 이것을 통해 알 수 있는 것은 유리천장은 조직몰입도에 직접적인 영향을 미치기 보다는 조직신뢰라는 매개변수를 통하여 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 이러한 결과들은 <그림 2>로 나타낼 수 있다.

<그림 2> 연구 기본모형의 경로분석

유리천장

조직신뢰

조직몰입

조직시민행동

-.18

-.07

.72

.11

.37

주:           통계적으로 무의미함,           통계적으로 유의미함

분석모형을 토대로 도출된 잠재변수들 간 인과경로의 회귀계수와 설명력은 <표 6>과 같다. 유리천장현상이 조직시민행동에 미치는 경로는 세 가지인데, 먼저 조직신뢰를 매개로 조직시민행동에 미치는 효과이고(-0.18*0.11), 둘째는 유리천장이 조직몰입을 매개로 조직시민행동에 미치는 효과(-0.07*0.37)이다. 마지막으로 유리천장이 조직신뢰를 통해 조직몰입을 매개로 조직시민행동에 미치는 영향(-0.18*0.72*0.37)이 있다. 조직신뢰는 두가지 방식에 의해 조직시민행동에 영향을 미치는 데, 먼저 조직시민행동에 직접적으로 미치는 효과(0.11)가 있고, 둘째로 조직몰입을 매개로 조직시민행동에 미치는 영향(0.72*0.37)이 있다. 또한 조직몰입은 조직몰입에 미치는 총효과는 0.37임을 <표 6>의 결과를 통해 알 수 있다.

<표 6>기본모형의 직·간접효과 및 총효과

구 분		유리천장	조직신뢰	조직몰입	조직시민행동
조직신뢰	직접효과	-0.182 - -0.182	-	-	-
	간접효과
	총효과
조직몰입	직접효과	0.065 -0.131 -0.066	0.720 - 0.720	-	-
	간접효과
	총효과
조직시민행동	직접효과	- -0.044 -0.044	0.110 0.264 0.375	0.367 - 0.367	-
	간접효과
	총효과

3. 분석결과의 논의

본 논문에서 제시하였던 모형의 분석결과를 살펴보면, 먼저 설정한 가설들이 대부분 본 연구모형에서 가정하였던 것처럼 검증되었다. 특히 유리천장현상의 인식이 조직신뢰에 유의미한 부(-)의 영향을 미칠 것이라고 기대했고 검증결과는 이와 부합되게 나타났다. 뿐만 아니라 유리천장현상과 조직몰입도는 통계적인 유의미성을 지니지는 못했지만 가설에 설정되었듯이 유리천장현상의 인식이 조직몰입도에 (-)의 영향을 미친 것으로 나타났다. 따라서 본 논문에서의 연구결과는 가설을 뒷받침하고 있다고 결론 지울 수 있다. 이러한 결과를 통해 볼 때 공직 인사에서 여성공무원들이 유리천장현상을 인식했을  때 조직이 이러한 차별을 묵인하거나 구조적으로 용인하는 것으로 판단해 조직신뢰성에 상당한 부정적 인식을 갖게 되는 결과를 보여주는 것이라 할 수 있다. 이러한 결과는 선행연구에서 밝힌 Alexander & Ruderman(1987), Tyler & Dogoey(1996), McFarlin & Sweeney(1992)의 연구결과들과 일맥상통한다고 볼 수 있다. 또한 본 연구의 결과는 여성공무원들의 공직인사 상 차별인식은 조직몰입이라는 측면에서도 상당히 부정적 영향력이 발생한다는 것을 의미한다. 따라서 여성공무원에 대한 인사 상(승진, 보직배치, 교육훈련, 성과평가) 공정한 평가와 합리적인 업무배치 등의 중요성을 강조하는 결과를 암시한다.

둘째, 조직신뢰와 조직몰입은 유리천장현상과 조직시민행동 사이에 중요한 매개변수로서의 역할을 하고 있다는 점을 들 수 있다. 특히 조직몰입은 조직시민행동과 통계적으로 유의적인 관계가 있음이 확인되었다. 이러한 결과는 김호균(2007), 배귀희(2007), 박통희·박민강(2008)의 연구결과와 유사한 결론이 도출되었다. 따라서 개인이 어려운 상황에 처했을 때나 공정성에 있어서 믿고 따를 수 있는 신의가 조직과의 사이에 형성되어 있으면 Blau(1968)가 제시하였던 사회적 교환관계 하에서 그에 대한 보답으로 조직시민행동에 적극적으로 참여하는 원인이 될 수 있다. 또한 조직에 대해 개인과 일체감을 느끼는 강도가 강할수록 그에 대한 보답으로 타인을 돕고, 조직의 일에 적극적으로 참여하는 행동이 강화될 수 있다. 요약하면, 여성공무원들 입장에서는 공직인사 상 여성이라는 이유로 차별을 인식하면 조직신뢰성과 조직몰입이 약화되며 이러한 심리적 요인들이 적극적 참여나 조직구성원들을 돕는 자발적 행위들을 약화시키게 된다고 볼 수 있다. 따라서 지방자치단체에서의 여성공무원들의 능률성과 조직시민행동을 강화시키는 주요한 방법은 객관적이고 투명한 인사평가 및 승진시스템을 구축함으로써 여성공무원들이 여성이라는 이유로 인사에서 불리한 여러 가지 차별을 받고 있다는 인식을 줄이는 것이 바람직한 방법이 될 것이다.

Ⅴ. 결론 및 함의

21세기에 접어들면서 여성인력의 공직진출이 획기적으로 증가하고 있으며, 이러한 공직에서의 여성인력의 효율적 관리는 조직의 능률성 및 바람직한 행동과 직결된다고 볼 수 있다. 따라서 본 연구는 공직에서의 여성인력의 효율적 관리에 대한 연구로써 지방자치단체 여성공무원들을 대상으로 공직인사 상 여성차별인식은 유리천장현상과 조직에서의 비공식적인 측면에서의 바람직한 행동인 조직시민행동과의 인과관계를 조직신뢰와 조직몰입을 매개변수로 하여 고찰하였다. 본 연구의 분석결과는 다음과 같이 요약·정리 될 수 있다.

첫째, 여성공무원들이 인식하는 공직인사 상 차별을 의미하는 유리천장현상에 대한 인식이 높을수록 조직신뢰 정도는 낮은 것으로 해석되었다. 둘째, 여성공무원들의 유리천장현상에 대한 인식의 증가는 조직몰입에 부정적(-)인 영향을 미친 것으로 분석되었지만 이는 통계적으로 유의미하지는 않았다. 셋째, 조직신뢰, 조직몰입과 OCB와의 인과관계에서는 조직몰입만이 OCB에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 끝으로 유리천장은 조직신뢰와 조직몰입을 매개변수로 해 조직시민행동(OCB)에 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 해석되었다.

이와 같은 분석결과는 정책적으로 다음과 같은 함의를 띠고 있다고 생각된다. 첫째, 여성공무원의 OCB의 유발 정도를 높이기 위해서는 공직인사(승진, 보직배치, 교육훈련, 성과평가)에서 공정한 평가시스템을 구축함으로써 여성공무원들이 차별받고 있지 않다는 심리적 인식을 심어주는 것이 대단히 중요하다고 사료된다. 일단 여성공무원이 인사 상 차별을 인식하면 결국 조직에 대한 만족도, 충성도, 몰입 등이 감소하게 되고 이것이 결과적으로 OCB에 대한 감정을 약화시키는 원인으로 발전하게 되기 때문에 공정한 평가시스템을 통해 심리적 안정감을 강화시키는 것이 조직에서의 여성공무원의 높은 정도의 OCB를 유발할 수 있다고 판단된다. 또한 이러한 평가시스템은 여성공무원의 조직신뢰성도 높이는데 일조를 할 수 있다고 볼 수 있다. 그러나 여성들이 인지할 만큼의 공평한 인사시스템이 구축되기 위해서는 지방자치단체장의 적극적 리더십과 의지력이 필수적이라고 할 수 있다. 지자체 단체장의 지속적이 노력과 관심, 의지력이 뒷받침된다면 공직 인사에서의 공정한 평가시스템의 구축이 용이할 것이라고 판단된다.

둘째, 공직에서의 조직문화적인 측면에서의 여성차별인식이 결국 승진과 보직배치, 성과평가, 교육훈련 등에서의 차별인식으로 이어질 가능성도 높다고 보여진다(박혜영·정재명, 2010). 따라서 공직의 남존여비적 조직문화와 성별분업적 보직배치를 보완하고 제거하는 방향으로 노력을 기울일 필요가 있다. 특히 주요부서인 기획, 인사, 재무, 감사, 총괄 등의 업무에 종사하는 여성공무원들의 비율이 낮으면 여성공무원들은 조직문화적으로 여성차별과 성별분업적 보직배치로 인식할 수 있으며, 이것은 조직에 대한 충성과 이타적 행동을 약화시키는 결과를 야기할 수 있다. 그러므로 주요부서에 여성비율을 강제적으로 할당(보직할당제)하는 방법도 고려해 볼만 하다(이주희, 2007). 즉, 주요보직에서의 일정한 비율은 반드시 여성공무원들을 배치해야만 하도록 규정으로 강제하는 방법도 남존여비적 문화나 성별분업적 보직배치 관행을 시정하는 주요한 방법으로 추진해볼 만하다고 판단된다.

셋째, 조직에서의 OCB를 높이기 위해서 여성공무원들이 조직과 정서적으로 일체감을 갖도록 하며, 조직의 목표와 비전을 동일시하도록 유도하는 것이 필요하다. 본 연구결과에서도 나왔듯이 조직몰입이 OCB와 대단히 높은 관계성을 지닌다고 봤을 때 여성들이 조직에 대해 충성도와 애착심을 높이는 것은 직접적으로 여성공무원들의 OCB 행동을 야기하는데 주요한 촉매제가 될 수 있다. 이를 위해서는 특히 조직의 주요한 의사결정에 여성공무원들이 적극적으로 참여하도록 여건을 조성해주는 방법도 모색해 볼 필요가 있다. 또한 심리적으로 조직에 일체감을 갖도록 하기 위해 자녀 보육시설을 적극적으로 보완해줌으로써 조직의 목표가 곧 여성공무원들을 보호하고 돕고자 하는 것이라는 안정감을 심어줄 필요성이 있다.

넷째, 조직신뢰성을 높임으로써 OCB를 강화하기 위해서는 여성공무원들이 어려울 때 조직을 믿고 의지할 수 있다는 신념을 심어줄 필요가 있다. 이를 위해서는 승진 시 관리직에 여성공무원을 강제적으로 할당하는 것도 하나의 방법일 것이다. 즉 현재 시행하고 있는 ‘여성관리직 임용목표제’를 좀 더 강제화함으로써 공직인사에서, 특히 관리직 승진에서 여성차별현상을 조직이 막아주며, 여성공무원에게 공정성을 강화하기 위하여 조직이 노력하고 있다는 인식을 적극적으로 심어 줄 필요가 있을 것이다.

본 연구는 여성공무원을 대상으로 공직인사 상 여성차별현상인 유리천장현상을 독립변수로 규정해 종속변수인 OCB와의 관계성을 조직신뢰와 조직몰입을 매개변수로 하여 실증적인 방식으로 접근해 조사하였다. 본 연구의 차별성 및 공헌은 공직에서의 여성차별에 대한 기존 연구들이 주로 여성차별현상의 존재유무에 초점을 두었다면 본 연구는 진일보해 여성차별인식이 조직변수들과 조직의 능률성에 어떠한 영향을 미치는지를 연구했고, 이러한 점을 분석대상으로 삼아 학술적으로 논의했기 때문에 새로운 주제의 연구라는 측면에서 기여도가 있다고 판단된다.

그러나 다음과 같은 한계점도 노정된다. 먼저, 일부지역 지방자치단체의 공무원들을 대상으로 실증적 조사를 실시했기 때문에 연구결과가 보편적으로 적용될 수 있는지 여부를 말하는 외적타당성에 한계를 가질 가능성이 있다고 생각된다. 예를 들면 문화적 상황이나 의식의 차이 등에 의해 다른 결과가 도출될 가능성도 배제할 수 없다고 볼 수 있다. 즉, 보수적인 지역이냐의 여부, 혹은 도시적 문화가 팽배해 있는 지역인가의 여부 등의 상황이 충분히 영향을 미칠 수 있다고 볼 수 있다. 다음으로 본 연구는 특정시점에 여성공무원들을 분석대상으로 구성개념에 대한 인식정도를 기초로 논의를 전개했기 때문에 이러한 개념들의 시간적 변화에 대한 인식의 차이를 설명하지 못하는 한계점이 있다. 끝으로 앞으로의 연구에서 본 연구에서 다루지 못한 조직효과성 변수로 조직문화, 상관신뢰, 직무만족 등의 다양한 변수들을 포괄적으로 연계해 검증할 필요성이 대두된다 하겠다.

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정재명(鄭載明): 미 Arizona State University에서 행정학 박사학위를 취득하고 현재 경상대학교 행정학과 조교수로 재직 중이다. 관심분야는 인사행정, 공무원노사관계, 행정이론, 행정철학, 공공관리 등이다.

<E-mail: jmyung94@hotmail.com / 논문접수일 2010. 4. 16 / 심사개시일 2010. 4. 19 / 심사완료일 2010. 5. 2>

<부 록> 측정변수의 구성

잠재변수		측정 변수
잠재외생변수	유리천장현상	-공직인사 상 유리천장현상이 존재한다고 생각함 -나는 여성이라는 이유로 승진에서 불리한 대우를 받는다고 생각함 -하위직보다 고위직으로 올라갈수록 승진에서 여성들은 불리하다고 생각함 -지방자치단체의 4,5급 이상에 여성이 거의 없다 -현재의 승진제도나 관행은 여성에게 불리함 -나는 현재의 보직배치에 만족함 -여성공무원들은 주요업무와 부서에 잘 배치 받지 못한다고 생각함 -우리 조직의 관리자들은 여성공무원들은 남성공무원들과 서로 다른 업무를 맡아야 한다고 생각함 -여성공무원이 교육훈련의 기회 및 횟수에서 차별을 받고 있다고 생각함 -여성공무원의 역량강화를 위한 기회가 남성보다 부족하다고 생각함 -근무성적평정에서 여성이기 때문에 불리하다고 생각함
잠재내생변수	조직 신뢰	-나는 우리조직을 믿고 따른다. -우리조직은 조직구성원에 대해 관심과 지원을 아끼지 않음 -우리조직은 나의 업무에 되도록 많은 도움을 주고자 함 -나에게 문제가 생길 경우 우리조직은 기꺼이 도움을 주고 격려 할 것이다. -우리조직은 나를 공정하게 대우한다.
	조직 몰입	-나는 현재의 직장을 선택한 것에 대해 매우 잘한 일이며 기쁘게 생각함 -나는 주변사람들에게 현재의 직장에 대해 호의적으로 표현함 -나는 우리조직의 운명을 진심으로 걱정함 -나는 조직을 위해 어떠한 직무라도 맡을 용의가 있음 -나의 가치와 우리조직의 가치가 매우 유사하다고 생각함 -나는 지금 우리조직을 떠나지 않겠다.
	조직시민행동	-나는 신입공무원이 업무에 적응하도록 도와줌 -나는 과다한 업무에 시달리는 동료를 도와줌 -나는 결근한 동료의 일을 대신함 -나는 직무수행에 어려움을 겪는 동료를 도와줌 -나는 조직의 발전을 위해 혁신적인 제안을 함 -나는 조직에서의 변화에 뒤처지지 않으려고 노력함 -나는 조직의 이미지 제고에 도움이 되는 모임에는 기꺼이 참석함 -나는 중요하다고 생각되는 조직의 모임에는 자발적으로 참석함 -나는 조직 내에서 사적인 대화 등에 시간을 낭비하지 않음 -나는 조직 내에서 불필요한 휴식을 취하지 않음 -나는 내가 하도록 요구되는 조직의 규정이나 규칙, 절차를 잘 지킴 -나는 조직생활과 관련하여 시간을 엄격히 준수함