교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 혁신행동에 미치는...

敎育行政學硏究

The Journal of Educational Administration

2008, Vol. 26, No. 2, pp. 287~315

교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의

신행동에 미치는 향*1)

강 경 석(인하 학교)

홍 철 희(인하 학교)

요 약

본 연구는 교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 신행동에 어떠한 향을 미

치는가를 알아 으로써 학교조직의 주요 구성원인 교사가 학교 신을 극 으로 추진할 수

있는 방안을 탐색하는 데 그 목 을 두었다. 연구의 결과 조직공정성과 신행동에 한 교

사의 인식은 체로 남교사, 교직 경력이 높은 교사, ․소도시의 교사가 높은 것으로 나타

났다. 조직시민행동에 한 교사의 인식을 분석한 결과, 교직 경력별로는 21년 이상의 경력

교사에서 인식 정도가 가장 높았으며 특히, 경력이 짧은 교사집단과는 통계 으로 유의한 차

이를 보 다. 그리고 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동, 교사의 조직시민행동과 교

사의 신행동 간에는 유의한 정 상 계를 나타냈다. 교사의 조직공정성 인식 차공

정성과 상호작용공정성이 교사의 신행동 하 변인인 신성, 신태도에 모두 유의한 정

향을 주고 있으며, 교사의 조직시민행동의 하 변인인 정당한 행동, 참여 행동은 교사의

신행동 그 하 변인에 유의한 정 향을 주고 있다. 이러한 결과는 교사의 차공정

성, 상호작용공정성, 정당한 행동, 참여 행동을 제고함으로써 교사의 신행동을 더욱 높게

할 수 있는 여건을 마련해 필요가 있음을 시사한다.

[주제어] 교사의 조직공정성, 교사의 조직시민행동, 교사의 신행동

Ⅰ. 서 론

오늘날과 같은 무한 경쟁과 세계화 시 에 살아남기 해 모든 조직은 변화와 신을

요구받고 있으며, 이를 해 조직의 응력을 배양하고 변화를 요구하는 사회 요구들

* 이 논문은 인하대학교의 지원에 의하여 연구되었음.

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을 과감히 받아들이는 신의 요성이 더욱 강조되고 있다. 신은 조직에 새로운 아

이디어를 주입하거나 이를 실천하는 과정 혹은 그 산물이다(Damanpour, 1988; Van de

Ven, 1986).

사회의 여러 분야와 마찬가지로 교육도 끊임없이 변화하는 실에 처하도록 요구받고

있다. 이러한 결과로 나타난 것이 교육개 (educational reform) 는 교육 신(educational

innovation)이다. 개 은 구조와 형태를 바꾸는 것이라면 신은 인간의 정신 능력에서

나오는 행 를 바꾸는 것에 더 을 둔다. 교육 신은 당면하고 있는 교육의 문제 들

을 개선하고 보다 효과 이고 효율 인 교육운 을 통해 바람직한 새로운 교육질서를 확

립함으로써 교육의 질 수 을 높이려는 노력이다. 학교단 에서의 교육 신은 학교

신으로 실천된다. 학교 신은 학교교육의 목 을 보다 잘 성취하기 해 기존의 교육내

용 방법, 학교운 체제 교육여건 등을 진 으로 고쳐서 새롭게 하고, 학교구성원

들의 상호학습과 원활한 의사소통을 통해 인식과 태도를 바꾸어 새롭고 창조 인 교육행

를 추구함으로써 학생들의 다양한 교육 성취수 을 높여주려는 변화를 의미한다.

그동안 우리나라에서 시도된 교육에 한 많은 개 들은 기 만큼의 성과를 거두었다

고는 볼 수 없다. 그 원인은 학교조직의 구성원인 교사들이 교육 신 참여자로서의 역

할을 제 로 수행할 수 없었기 때문이다. 사실 교사들은 교육 신의 주체로서 참여하는

경우보다는 개 의 상으로 지목되는 경우가 많았다. 교육 신이 성공하려면 교육에

있어서 변화의 일차 인 단 는 단 학교에서부터 신이 시작되어야 한다. 따라서 단

학교를 구성하고 있는 교사들이 신에 얼마나 동참하느냐에 따라 교육 신의 성패가

좌우된다고 할 수 있다. 교육의 가장 요한 주체인 교사의 조를 받지 못한 상태에서

신이나 개 의 성공은 기 하기 힘들 수밖에 없는 것이다. 이처럼 교육 신의 성공을

해서는 교사들의 역할이 매우 요하기 때문에 교사들이 극 으로 신에 동참할

수 있는 요인이 무엇인지 알아볼 필요가 있다.

조직공정성은 조직과 조직구성원 간의 교환 계에서 개인의 희생이나 노력에 해 조

직으로부터 보상받을 것에 한 기 치라고 할 수 있다. 조직구성원은 그 조직에서 자

신이 노력한 만큼의 정당한 우를 받고 있다고 느낄 때와 조직이 민주 이라고 느낄

때 자신이 속한 조직에 헌신할 수 있는 것이다. 교사들이 자신이 속한 학교조직에서 자

신의 노력, 경력, 헌신에 하여 정당한 우를 받고 있으며, 민주 인 차에 의해 학

교경 자와 교사가 공정한 의사소통을 이룬다고 생각할 때, 교사는 학교교육목표의 달

성을 해 더욱 노력할 것이다.

조직시민행동은 명시 인 보수나 승진을 바라서 하는 행동이 아니며, 더더욱 조직에

서 의무 으로 해야 하는 행동도 아니다. 교사들이 보수, 승진, 의무 때문이 아니라 자

발 으로 학교를 해 스스로 하는 행동이 학교조직사회에서의 조직시민행동이다. 이러

교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 혁신행동에 미치는 영향 289

한 조직시민행동은 조직을 유지․발 시키는 데 정 인 향을 미친다. 정부조직뿐만

아니라 기업체 조직 등 모든 조직에는 조직의 공식 목표가 존재하며 이를 조직구성원

들이 달성하도록 하고 있다. 그러나 주어진 역할만을 수행하는 구성원들만 있으면 그

조직은 매우 허약할 것이다. 조직시민행동은 공식 목표 달성에 도움이 되는 구성원의

자유재량권에 속하는 것이기 때문에 교사의 자율성이 보장되고 문 조직으로서의 성

격이 강한 학교조직에서도 용될 수 있다.

지 까지 조직공정성과 조직시민행동 그리고 신행동에 한 연구는 주로 경 학이

나 행정학 분야에서 많이 이루어져 왔다(강도묵, 2007; 강민정, 2008; 강정원, 2007; 김

성, 2002; 김정기, 2003; 김학 , 2006; 남석훈, 2008; 박태호, 2002; 백 미, 1998; 백정하,

1998; 오태완, 2004; 유지원, 2006; 이 승, 2000; 이승일, 2006; 이용규, 정석환, 2007; 장

동걸, 2006; 정기수, 1997; 정 진, 2005; 주 종, 2004; 하정화, 2007; 황길주, 2008). 그러

나 조직공정성과 신행동 간의 계, 조직시민행동과 신행동 간의 계를 직 으

로 확인한 연구는 찾아보기 힘들다. 이에 반해 조직공정성과 조직시민행동 간의 계를

밝힌 연구들은 많은 편이다(강민정, 2008; 유지원, 2006; 이 승, 2000; 주 종, 2004; 하

정화, 2007). 이러한 연구에서는 조직공정성이 조직시민행동에 유의한 향을 미친다는

을 밝혔다.

조직시민행동은 조직구성원의 자발 인 역할 외 행동이며 신행동 역시 역할 외 행

동이다. 따라서 조직공정성이 조직시민행동에 유의한 향을 미친다면 조직공정성은

신행동에도 마찬가지로 유의한 향을 미칠 수 있을 것이라는 가정을 할 수 있다. 강정

원(2007)은 실증 자료의 분석을 통하여 신행동을 설명함에 있어 조직공정성이 어떠

한 역할을 하는지를 규명하 다. 연구의 결과 조직구성원이 조직에서 분배공정성과

차공정성을 지각할수록 신행동을 많이 할 것이라는 을 밝혔다. 이는 조직구성원의

신행동을 진하기 해서는 조직 내에서 조직공정성이 확보되어야 함을 시사한다.

따라서 조직의 경 자는 조직구성원들이 조직공정성을 높게 지각할 수 있도록 해야 한

다는 을 알 수 있다.

학교조직에 한 연구에서도 최근에 교사의 조직공정성과 조직시민행동 그리고 신

행동에 한 탐구가 시작되었다(강세덕, 2003; 신재흡, 2008; 서동 , 2004; 이근성, 2003;

이병직, 1999; 임민수, 2004). 특히 서동 (2004)은 부산지역 사립 등학교 교사를 상으

로 한 연구에서 교사의 조직공정성 지각과 조직시민행동 간에는 유의한 상 계가 있

음을 밝혔다. 그러나 그 외의 연구에서는 각 변인 간의 계를 규명하지 않았다.

이처럼 학교조직에서의 교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 신행동에

미치는 향을 직 밝히려는 연구는 무한 실정이다. 경 학이나 행정학 분야의 연구

결과를 보면 조직공정성은 조직의 신에 큰 향을 주고 있음을 알 수 있다(강도묵,


2007; 강정원, 2007; 이용규, 정석환, 2007). 이러한 연구 결과를 볼 때, 학교조직에서도

교사의 조직공정성이 조직의 신에 어떠한 향을 주는지 살펴보는 것은 의미가 크다

고 할 것이다.

경 학이나 행정학 분야에서도 조직시민행동이 신행동에 미치는 향을 규명한 연

구는 찾을 수 없는 실정이다. 오히려 정기수(1997)의 연구에서는 변 리더십과 부하

의 신의식이 리더/부하교류 계(LMX)에 향을 주고 LMX가 조직시민행동에 향을

미치는 것을 분석하 다. 신의식이 조직시민행동에 향을 미칠 것이라고 가정한 이

유는 연구모형의 주요한 독립변인인 변 리더십과 한 응 계에 있는 것이 부

하 신의식이기 때문에 이를 독립변인으로 설정한 것으로 단된다. 재까지 조직시민

행동과 신행동 간의 인과 계를 명확하게 규명한 연구 결과는 찾을 수 없는 실정이

다. 이러한 경우 어떤 변인을 종속변인으로 삼을 것인가 하는 문제는 어떤 변인을 어떤

경로를 거쳐 개선할 것인가라고 하는 연구자의 단에 달려있게 된다. 본 연구에서는

학교조직의 신이 시 한 당면과제라고 상정하고 이를 해 교사의 조직공정성 인식과

조직시민행동의 제고를 통하여 교사의 신행동을 증진시키려는 데 그 목 을 두었다.

따라서 본 연구는 교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 신행동에 어떠

한 향을 미치는가를 분석하여 교사가 학교 신을 주도 으로 수행할 수 있는 방안을

탐색하기 하여 추진되었다. 본 연구의 구체 인 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 교사의 조직공정성, 조직시민행동, 신행동에 한 교사의 인식은 배경변인(성

별, 교직경력별, 지역별, 학교규모별)에 따라 어떠한가?

둘째, 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동, 교사의 조직시민행동과 교사의

신행동 간의 상 계는 어떠한가?

셋째, 교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동은 교사의 신행동에 각각 어떠한

향을 미치는가?

Ⅱ. 이론 배경

1. 조직공정성

가. 조직공정성의 개념

조직공정성(organizational justice)은 조직과 구성원 개인 간의 교환 계에서 발생하는

개인의 노력, 희생, 보상에 해 이 정도는 받을 수 있을 것이라는 조직구성원이 가지고


있는 기 치라 할 수 있다. 조직의 목표를 효율 으로 달성하고 구성원들의 직무만족을

증진하기 해서 조직공정성의 개념은 고용, 임 , 고충처리 그리고 직장에서의 민주

의사결정과 같은 다양한 조직 상황에 용되어왔다(Greenberg, 1987).

이러한 조직공정성에 한 연구는 조직구성원들이 조직의 목표 달성을 해 공헌에

한 것에 해 자신의 공헌과 타인의 공헌을 비교하여 보상의 양과 공정성을 극 화하는

것에 을 맞추어 왔다. 조직공정성 이론은 사회정의를 조직에 용함으로써 조직에

있어 불공정성에 따른 집단이나 개인의 반응과 행동을 사회심리학 측면에서 연구한

것이다(유지원, 2006).

나. 조직공정성의 하 변인

조직공정성은 분배 결과에 한 개인의 심리 평가에 을 두는 분배공정성과 분

배의 결과나 결정에 이르는 차에 한 심리 평가에 을 두는 차공정성, 정책

이나 차의 실행과정에서의 인 처우의 공정성을 의미하는 상호작용공정성으로 구

분된다(유지원, 2006: 12). 분배공정성은 결과에 한 만족과 련이 있으며, 차공정성

은 시스템에 한 만족과 련이 있다(강민정, 2008).

차공정성과 분배공정성으로 나 어져 있던 공정성 연구를 한층 발 시킨 Greenberg

(1990)는 차공정성에는 리자와 부하간의 의사소통에서의 공정성인 상호작용공정성이

있음을 밝 내었다. 이와 같이 최근에는 분배공정성과 차공정성에 상호작용공정성을 합

한 연구가 공정성 연구의 주류를 형성하고 있다(Greenberg & Lind, 2000).

조직공정성의 하 변인을 살펴보면 다음과 같다(강민정, 2008: 7-15; 유지원, 2006:

13-22).

첫째, 분배공정성(distributive justice)이란 임 , 승진, 조직 내에서의 인정 등의 결과

물에 한 배분과 련하여 자신이 투자한 투입과 받은 산출의 비율을 자신이 선택한

거인물의 투입과 산출의 비율과 비교하여 조직구성원이 느끼는 공정성의 지각 정도를

의미한다.

둘째, 차공정성(procedural justice)이란 자원의 분배에 사용된 의사결정의 차와 과

정에 해 지각된 공정성을 말하는 것으로서 결과를 획득하는 데 사용된 기 이나 과정

을 공정하다고 지각하는 정도를 의미한다. 기존의 분배공정성에서 시한 보상결정의

결과가 아니라 의사결정 과정이 진행되는 방법의 공정성에 을 맞춘 것이다. 따라서

분배의 결과보다 차가 더 요할 수도 있음을 나타낸다.

셋째, 상호작용공정성(interaction justice)이란 차공정성의 개념을 세분화하여 나

것으로서, 의사결정자가 의사결정의 차 과정에 한 정보를 조직구성원에게 설명


해주고 상호작용 과정에서 자신을 인격 이고 공손하게 우하고 존 해 주는 정도를

의미한다. 즉, 정책이나 차의 실행과정에서 조직구성원이 지각하는 인 처우의 공

정성으로 정의할 수 있다. 따라서 공식 차가 시행될 때 방 간의 상호작용에서 발생

하는 인 계의 질을 의미한다.

의 공정성이론을 바탕으로 본 연구에서는 교사의 조직공정성 인식의 하 변인으로

서 분배공정성, 차공정성, 상호작용공정성의 3가지 변인을 설정하 다.

2. 조직시민행동

가. 조직시민행동의 개념

조직시민행동(organizational citizenship behavior)은 조직이 제공하는 공식 보상과

는 상 이 없고 직 인 보상이 따르지 않는 행동으로서 동료들과의 유 , 갈등 방지

등 간 인 효과를 통해서 조직 체의 성과에 기여하는 것을 의미한다. 즉, 조직시민행

동은 조직에 의해 공식 으로 규정되어 있지는 않지만 조직구성원 스스로가 행하는 자

발 인 행동으로서 조직의 효율성 증진에 기여하는 행 이다.

Podsakoff, MacKenzie, & Hui(1993)은 조직구성원은 조직시민행동이 나타낼 결과에

해 명확한 보상을 받지 않으며, 조직시민행동은 직무기술서에 포함되어 있지 않은 행

동이며, 조직시민행동은 조직 구성원이 자신의 직무의 일부분으로서 성과를 내기 해

훈련받은 행 가 아니라는 기 을 제시함으로써 조직시민행동의 개념을 보다 구체화하

다. 결국 조직시민행동은 조직구성원에게 공식 으로 요구되는 역할행동은 아니지만

개인 조직의 발 을 하여 조직구성원들이 자발 으로 수행하는 행동을 의미한다.

한편, 학교조직에서의 교사의 조직시민행동에 해 신재흡(2008)은 학교조직 내 련

업무나 문제를 도와주려는 자발 인 조직행동과 자신의 역할을 묵묵히 수행해 나가는

태도이며, 조직의 정보를 공유하면서 조직활동에 책임의식을 가지고 극 으로 참여하

는 것으로 정의하 다.

나. 조직시민행동의 하 변인

조직시민행동의 하 변인들은 학자들마다 다소 다르게 정의를 내리고 있으나, 최근에

는 Organ(1988)이 분류한 ‘이타 행동, 양심 행동, 정당한 행동, 의바른 행동, 참여

행동'의 5개의 역이 재 가장 일반 으로 받아들여지고 있는 조직시민행동의 하

변인이다(신재흡, 2008: 75; 이 승, 2000: 24-26; 정기수, 1997: 50-51).


첫째, 이타 행동(altruism)은 조직 내에서 업무나 문제와 련하여 특정 타인을 돕

는 자발 인 조직행동을 의미한다. 한, 외부인에게 친 한 행동을 보여 으로써 외부

인이 그 조직에 호감을 갖도록 하는 데 향을 다.

둘째, 양심 행동(conscientiousness)은 조직에서 공식 으로 요구하는 수 이상의

과업을 수행하는 조직구성원의 역할행동을 의미한다.

셋째, 정당한 행동(sportsmanship)은 조직 내에서 발생하는 사소한 문제나 고충을 인

내하는 행동을 의미한다.

넷째, 의바른 행동(courtesy)이란 업무와 련하여 타인들과의 사이에 야기될 수 있

는 문제나 갈등을 사 에 방지하기 하여 어떤 의사결정으로 향을 받게 되는 당사자

들에게 세심한 배려를 하는 기본 인 을 가리킨다.

다섯째, 참여 행동(civic virtue)이란 조직 내 활동에 책임의식을 가지고 극 참여

하는 것을 의미한다.

의 조직시민행동의 이론을 바탕으로 본 연구에서는 조직시민행동의 하 변인을

Organ(1988)이 제시한 이타 행동, 양심 행동, 정당한 행동, 의바른 행동, 참여

행동의 5개 변인으로 설정하 다.

3. 신행동

가. 신행동의 개념

신(innovation)은 조직에 새로운 아이디어를 주입하거나 이를 실천하는 과정, 혹은

그 산물이라고 할 수 있다(Damanpour, 1988; Van de Ven, 1986). 한 신은 아이디

어, 제품, 로세스의 실행이며 개인이나 조직이 새로운 것으로 지각하는 아이디어, 실

행방법, 상을 채택하고 활용하는 것으로도 정의된다(Rogers, 1995). Damanpour(1991)

는 신은 새로운 아이디어를 창출하는 것뿐만 아니라 아이디어의 채택과 실천을 포함

하는 것으로 보았다. 따라서 신은 새로운 아이디어를 제시하고 그것이 실 될 수 있

도록 노력하는 행동 실제로 아이디어를 실천하는 것까지를 포함한다고 할 수 있다

(백 미, 1998).

Ettlie & O'Keefe(1982)도 신에 한 태도와 행동 간의 연 성을 분석한 결과 개인

의 신행동(innovative behavior)은 신에 한 인식과 성향 태도로 표출될 수 있

다고 하 다. 따라서 신행동은 조직구성원이 자신의 업무나 조직의 성과를 향상시킬

목 으로 새롭고 유익한 아이디어를 창조하거나 도입하여 실천하는 행 를 의미한다고

할 수 있다(Scott & Bruce, 1994).


나. 신행동의 하 변인

신행동의 하 변인들은 학자들 마다 다르게 정의를 내리고 있다. Rogers(1995)는

신성을 개인 혹은 그 밖의 변화채택 단 가 한 체제의 다른 구성원보다 상 으로 더

빠르게 새로운 아이디어를 받아들이는 정도라고 하 다. 한, Rogers(1995)는 수용자의

성취동기, 모험심, 기존의 신에 한 태도, 독단성 등에 의해서 신 수용에 한 태

도가 달라질 수 있다고 보았다.

개인이 어떤 행동을 하는 데 있어서 가지고 있는 동기와 능력과 의지, 그리고 이것들

간의 상호작용 정도는 개인의 특정 행동 수행에 직 인 향을 미치게 된다(Weber,

1992). 이러한 은 개인의 신행동에서도 용되는데 신에 한 개인의 태도나 동기

부여는 개인의 신행동을 결정한다. 따라서 Ettlie & O'Keefe(1982)는 신행동은 개인

의 신성(being innovation)과 신에 한 태도(attitude toward innovation)를 측정하

는 것으로 체될 수 있다고 보았다. 백 미(1998)도 실증 인 연구를 통해 개인의 신

에 한 태도는 신행동에 매우 강력한 향을 미친다는 을 밝 Ettlie & O'

Keefe(1982)의 주장을 뒷받침하 다. 따라서 조직구성원의 신행동은 신에 한 태도

로 측정될 수 있음을 알 수 있다.

이상의 내용을 종합하여 본 연구에서는 Ettlie & O'Keefe(1982)의 연구에서 밝힌 것처

럼 교사의 신행동은 교사의 신성과 신태도를 측정함으로써 알 수 있다고 가정하

여 교사의 신행동의 하 변인으로서 교사의 신성과 신태도를 설정하 다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구의 상

비조사를 통하여 측정도구의 문항을 수정․보완하여 완성된 설문지를 인천, 경기, 서

울, 충남, , 구의 등학교 교사들을 상으로 배부하 다. 연구 상 등학교를 지

역별(읍․면지역, ․소도시, 도시)과 학교규모별(11학 이하, 12학 이상-17학 이하,

18학 이상-35학 이하, 36학 이상)을 고려하여 산정한 후, 각 학교에 근무하는 교사들

을 성별(남, 녀)과 교직경력별(5년 이하, 6년 이상-10년 이하, 11년 이상-15년 이하, 16년

이상-20년 이하, 21년 이상) 분포에 맞게 표집한 후 설문지를 배부하 다. 총 1,000부의 설

문지를 배부하여 813부(81.3%)를 회수하 다. 회수한 설문지 결측치가 발견되거나, 불

성실하게 응답한 설문지를 제외한 후, 총 792부(79.2%)를 통계분석에 사용하 다.


2. 측정도구

가. 교사의 조직공정성 인식

본 연구에서 사용한 교사의 조직공정성 인식 측정 문항은 Niehoff ＆ Moorman

(1993) 등의 연구 결과를 활용한 유지원(2006)의 척도를 등 교사의 연구에 맞게 수

정․보완하여 사용하 다. 각 문항은 Likert 5단계 척도(1: 그 지 않다, 2: 그 지

않다, 3: 보통이다, 4: 그 다. 5: 매우 그 다)를 사용하여 측정하 으며, 회수된 설문지

를 상으로 요인분석과 신뢰도 검증을 실시하 다.

요인분석 시 요인부하량의 값이 0.4이상이면 유의한 변수로 간주하 으며, 요인

회 방식은 직각회 방식의 Varimax 방식을 이용하 다. 처음 17개의 문항으로 1차

요인분석한 결과 12번, 17번의 문항이 어느 요인에도 0.4이상 부하되지 않은 문항이어서

삭제 후 2차 요인분석을 실시하 다. 그 결과 체 변량의 54.26%를 설명하는 3개의 하

요인이 추출되었으며, 1요인은 분배공정성, 2요인은 차공정성, 3요인은 상호작용

공정성으로 명명하 다. 총 15개 문항에 해 요인분석한 결과는 <표 1>과 같다.

<표 1> 교사의 조직공정성 인식 요인분석 결과

문항번호 요인1 요인2 요인3

공정1 .741 .097 .039

공정2 .658 .101 .070

공정9 .732 .289 .115

공정10 .676 .358 .141

공정14 .552 .208 .284

공정15 .570 .391 .148

공정3 .352 .593 .183

공정4 .214 .695 .249

공정5 .228 .687 .293

공정11 .208 .530 .317

공정16 .205 .559 .278

공정6 .111 .300 .737

공정7 .068 .169 .854

공정8 .172 .226 .626

공정13 .145 .383 .591

고유값 2.981 2.644 2.515

설명변량 19.871 17.629 16.764

설명변량 19.871 37.500 54.263

요인명 분배공정성 차공정성 상호작용공정성


나. 교사의 조직시민행동

본 연구에서는 Organ(1988)이 제시한 5가지 하 변인을 연구의 목 에 맞게 수정․보

완하여 문항을 구성하고, Likert 5단계 척도(1: 그 지 않다, 2: 그 지 않다, 3: 보

통이다, 4: 그 다. 5: 매우 그 다)를 사용하여 측정하 으며, 회수된 설문지를 상으로

요인분석과 신뢰도 검증을 실시하 다.

요인분석 시 요인 부하량의 값이 0.4이상이면 유의한 변수로 간주하 으며, 요인

회 방식은 직각회 방식의 Varimax 방식을 이용하 다. 21개의 문항으로 1차 요인분

석한 결과 17번 문항이 어느 요인에도 0.4이상 부하되지 않은 문항이어서 삭제 후 2차

요인분석을 실시하 다. 그 결과 체 변량의 47.39%를 설명하는 5개의 하 요인이 추

출되었다. 총 20개 문항에 해 요인분석 한 결과는 <표 2>와 같다.

<표 2> 교사의 조직시민행동 요인분석 결과

문항번호 요인1 요인2 요인3 요인4 요인5

시민1 .520 .098 .240 .036 .025

시민2 .629 .089 .045 .117 .107

시민13 .704 .169 .318 .090 .051

시민18 .478 -.020 -.105 .080 .078

시민3 .134 .420 .165 .256 .105

시민4 .018 .427 .030 -.010 .028

시민15 .089 .832 .082 .077 .121

시민16 .100 .831 .054 .108 .153

시민5 .079 .069 .513 .306 .157

시민6 .057 .036 .811 .279 .108

시민7 .215 .082 .688 .143 .049

시민14 .013 .082 .490 .069 .019

시민8 .130 .073 .262 .501 .202

시민9 .061 .084 .295 .529 .176

시민19 .107 .048 .124 .769 .071

시민20 .103 .110 .139 .749 .109

시민10 .096 .144 .079 .204 .845

시민11 .080 .065 .026 .153 .686

시민12 .006 .082 .096 .051 .618

시민21 .083 .059 .047 .047 .427

고유값 1.547 1.870 2.052 2.063 1.947

설명변량 7.734 9.350 10.258 10.314 9.734

설명변량 7.734 17.084 27.342 37.656 47.390

요인명 정당한 행동

참여 행동

양심행동

의바른 행동

이타 행동


다. 교사의 신행동

교사의 신행동은 Scott & Bruce(1994)가 개발하고 김학 (2007)이 연구에 사용한 문

항과 임민수(2004)의 척도를 연구의 목 에 맞게 수정․보완하여 사용하 다. 신행동

을 신성 신태도의 하 변인으로 나 어 Likert 5단계 척도(1: 그 지 않다,

2: 그 지 않다, 3: 보통이다, 4: 그 다. 5: 매우 그 다)를 사용하여 측정하 다. 회수된

설문지를 상으로 요인분석과 신뢰도 검증을 실시하 다.

요인분석 시 요인부하량의 값이 0.4이상이면 유의한 변인으로 간주하 으며, 요인

회 방식은 직각회 방식의 Varimax 방식을 이용하 다. 처음 20개의 문항으로 1차

요인분석을 실시한 결과 4번, 9번 문항이 어느 요인에도 0.4이상 부하되지 않았다. 그래

서 4번과 9번 문항을 제거한 후 18개 문항으로 2차 요인분석을 실시하 다. 그 결과

체변량의 43.19%를 설명하는 2개의 하 요인이 추출되었다. 총 18개 문항에 해 요인

분석한 결과는 <표 3>과 같다.

<표 3> 교사의 신행동 요인분석 결과

문항번호 요인1 요인2

신1 .807 .144

신2 .766 .173

신3 .676 .214

신5 .497 .273

신6 .537 .154

신7 .681 .248

신8 .496 .283

신11 .676 .166

신12 .595 .181

신14 .471 .218

신10 .212 .613

신13 .170 .601

신15 .191 .712

신16 .253 .550

신17 .146 .444

신18 .119 .781

신19 .250 .639

신20 .204 .530

고유값 4.288 3.488

설명변량 23.822 19.376

설명변량 23.822 43.198

요인명 신성 신태도


라. 신뢰도 검증

요인분석을 통해 추출된 요인들을 Cronbach α값으로 신뢰도 검증을 실시하 다. 각

변인별 신뢰도는 <표 4>와 같다. 각 변인들의 Cronbach α값은 .69～.89로 나타나 각 측

정도구에서 사용한 문항들은 신뢰할 수 있는 문항들임을 알 수 있다.

<표 4> 변인별 신뢰도 검증 결과

변인 하 변인 문항수 신뢰도(Cronbach α)

교사의

조직공정성

분배공정성 6 .85

차공정성 5 .83

상호작용공정성 4 .83

체 15 .89

교사의

조직시민행동

정당한 행동 4 .69

참여 행동 4 .74

양심 행동 4 .75

의바른 행동 4 .78

이타 행동 4 .75

체 20 .83

교사의 신행동 신성 10 .88

신태도 8 .84

체 18 .89

3. 자료의 처리

설문 조사에서 수집된 자료의 처리는 SPSS 12.0 통계 로그램을 이용하여 분석하

다. 통계 처리의 유의도는 각각 p<.05, p<.01, p<.001 수 으로 나 어 분석하 다.

첫째, 본 연구에서 사용된 측정도구의 설문 문항들이 본래 측정하고자 하는 것을 제

로 측정하는지를 알아보기 한 타당도를 검증하기 해 요인분석을 실시하 다.

둘째, 각 변인들을 측정하기 한 설문 문항들의 신뢰도를 검증하기 해 Cronbach

α값을 산출하 다.

셋째, 각 변인들이 교사 학교 배경변인별에 따라 차이가 있는지를 분석하기 하

여 독립표본 t검증(independent samples t-test)과 일원변량분석(one-way ANOVA)을 실

시하고, 일원변량분석에서 p<.05 수 에서 유의한 차이가 있을 때에는 Scheffe 검증을

실시하 다.

넷째, 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동, 교사의 조직시민행동과 교사의

신행동 간의 상 계를 알아보기 해 Pearson의 률상 계수를 산출하여 상 계분


석을 실시하 다.

다섯째, 교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 신행동에 미치는 향을

알아보기 하여 다회귀분석(multiple regression analysis)을 실시하 다. 각 독립변인

들이 종속변인에 미치는 향을 총 으로 분석하기 하여 변수 투입 방법은 enter법

을 사용하 다.

Ⅳ. 연구 결과 해석

1. 교사의 조직공정성, 교사의 조직시민행동, 교사의 신행동에

한 교사의 인식 분석

교사 학교 배경변인에 따른 각 변인에 한 교사의 인식 정도를 분석하기에 앞서

각 변인별 평균과 표 편차를 제시하면 다음의 <표 5>와 같다. 교사의 조직공정성에

한 인식의 평균은 3.1609, 표 편차는 .53199, 교사의 조직시민행동에 한 인식의 평균

은 3.8157, 표 편차는 .34053, 교사의 신행동에 한 인식의 평균은 3.4267, 표 편차

는 .44262로 나타났다.

<표 5> 각 변인별 기술통계치

(N=792)

변인 하 변인 평균(M) 표 편차(SD)

교사의

조직공정성

분배공정성 3.0982 .61183

차공정성 3.0020 .66443

상호작용공정성 3.5372 .63954

체 3.1609 .53199

교사의

조직시민행동

정당한 행동 3.4848 .52219

참여 행동 2.9697 .64519

양심 행동 4.0287 .52442

의바른 행동 4.0234 .51041

이타 행동 3.8510 .52322

체 3.8157 .34053

교사의 신행동 신성 3.4727 .47995

신태도 3.3692 .54610

체 3.4267 .44262


가. 교사의 조직공정성에 한 교사의 인식 분석

1) 교사 배경변인에 따른 교사의 조직공정성 인식 분석

교사 배경변인인 성별, 교직경력별에 따라 교사의 조직공정성에 한 교사의 인식을

분석한 결과는 <표 6>과 같다. 교사의 조직공정성에 한 교사의 인식 정도는 체

으로 평균이 3.1609로 나타났으며, 성별(p<.01)과 교직경력별(p<.001)에서 모두 통계

으로 유의한 차이가 있었다. 성별 차이에서 살펴보면 남교사(M=3.2483)가 여교사

(M=3.1270)보다 교사의 조직공정성에 해 더 높게 인식하고 있는 것으로 나타났다

(t=2.890, p<.05). 교직 경력별로 살펴보면 21년 이상(M=3.3399)이 가장 높았으며, 6-10

년(3.0172)이 가장 낮게 나타나고 있으며, Scheffe 사후 검증 결과 5년 이하와 21년 이

상, 6-10년과 21년 이상, 16-20년과 21년 이상 간에 통계 으로 유의한 차이가 있는 것

으로 나타났다.

<표 6> 교사 배경변인에 따른 교사의 조직공정성 인식

배경변인 구분 N M SD t/F 사후검증

성별남자

여자

221

571

3.2483

3.1270

.55268

.520332.890＊

교직

경력별

5년 이하

6-10년

11-15년

16-20년

21년 이상

138

159

140

173

182

3.1502

3.0172

3.1814

3.0963

3.3399

.53157

.48338

.56291

.47181

.55619

9.116＊＊＊

5년이하*21년이상

6-10년*21년 이상

16-20년*21년이상

체 792 3.1609 .53199

*p<.05, ***p<.001

2) 학교 배경변인에 따른 교사의 조직공정성 인식 분석

학교 배경변인인 지역별, 학교규모별에 따른 교사의 조직공정성에 한 교사의 인식을

분석한 결과는 <표 7>과 같다. 교사의 조직공정성에 한 학교 배경변인별 인식 정도는

지역별(p<.01)에서 통계 으로 유의한 차이가 나타났다. 지역별 차이에서 살펴보면 ․소

도시(M=3.2651), 도시(M=3.1609), 읍․면지역(M=3.1141)의 순서로 나타났으며, Scheffe

사후 검증 결과 읍․면 지역과 ․소도시, ․소도시와 도시 간에 통계 으로 유의한

차이를 보 다. 학교규모별에서는 통계 으로 유의한 차이가 나타나지 않았다.


<표 7> 학교 배경변인에 따른 교사의 조직공정성 인식


지역별

읍․면지역

․소도시

도시

204

251

337

3.1141

3.2651

3.1609

.50460

.55704

.51934

7.162＊＊읍․면지역* 소도시

소도시* 도시

학교

규모별

11학 이하

12-17학

18-35학

36학 이상

148

198

180

266

3.2212

3.1845

3.0900

3.1576

.58559

.50180

.49386

.54475

1.838

체 792 3.1609 .53199

**p<.01

나. 교사의 조직시민행동에 한 교사의 인식 분석

1) 교사 배경변인에 따른 교사의 조직시민행동 인식 분석

교사의 배경변인인 성별, 교직경력별에 따라 교사의 조직시민행동에 한 교사의 인

식을 분석한 결과는 <표 8>과 같다. 교사의 조직시민행동에 한 교사의 인식 정도는

체 으로 평균이 3.8157로 나타났으며, 성별에서는 통계 으로 유의한 차이가 나타나

지 않았으나, 교직경력별(p<.001)에서는 통계 으로 유의한 차이가 있었다. 교직경력별로

살펴본 결과, 21년 이상(M=3.9173)이 가장 높았으며, Scheffe 사후 검증 결과 5년 이하와

21년 이상, 6-10년과 21년 이상 간에 통계 으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다.

<표 8> 교사 배경변인에 따른 교사의 조직시민행동 인식


성별남자

여자

221

571

3.8441

3.8046

.36396

.330701.464

교직

경력별

5년 이하

6-10년

11-15년

16-20년

21년 이상

138

159

140

173

182

3.7681

3.7459

3.8093

3.8159

3.9173

.31703

.32301

.33760

.35893

.34053

6.587＊＊＊ 5년이하*21년이상

6-10년*21년 이상

체 792 3.8157 .34053

***p<.001


2) 학교 배경변인에 따른 교사의 조직시민행동 인식 분석

학교 배경변인인 지역별, 학교규모별에 따른 교사의 조직시민행동에 한 교사의 인

식을 분석한 결과는 <표 9>와 같다. 교사의 조직시민행동에 한 학교 배경변인별 인식

정도는 지역별에서는 유의한 차이를 나타내지 않았다. 학교규모별로 살펴보면 일원변량

분석 시 통계 으로 유의한 차이를 나타내어(F=2.747, p<.05) Scheffe 사후검증을 실시하

여 보았으나, 사후검증에서는 집단 간 평균 비교에서 통계 으로 유의한 차이를 나타내

지 않았다.

<표 9> 학교 배경변인에 따른 교사의 조직시민행동 인식


지역별

읍 ․면지역

․소도시

도시

204

251

337

3.8037

3.8480

3.7988

.30646

.35105

.35129

1.674

학교

규모별

11학 이하

12-17학

18-35학

36학 이상

148

198

180

266

3.8179

3.8000

3.7678

3.8585

.34905

.31084

.34945

.34735

2.747＊

체 792 3.8157 .34053

*p<.05

다. 교사의 신행동에 한 교사의 인식 분석

1) 교사 배경변인에 따른 교사의 신행동 인식 분석

교사 배경변인인 성별, 교직경력별에 따라 교사의 신행동에 한 교사의 인식을 분

석한 결과는 <표 10>과 같다. 교사의 신행동에 한 교사의 인식 정도는 체 으로

평균이 3.4267로 나타났으며, 성별(p<.05)에서 통계 으로 유의한 차이가 있었다. 성별

차이에서 살펴보면 남교사(M=3.4806)가 여교사(M=3.4058)보다 교사의 신행동에 해

더 높게 인식하고 있는 것으로 나타났다(t=2.139, p<.05). 교직경력별로 살펴본 결과 교

사의 신행동 인식에 있어 통계 으로 유의한 차이가 나타나지 않았다.


<표 10> 교사 배경변인에 따른 교사의 신행동 인식


성별남자

여자

221

571

3.4806

3.4058

.47905

.426292.139＊

교직

경력별

5년 이하

6-10년

11-15년

16-20년

21년 이상

138

159

140

173

182

3.4155

3.3899

3.4583

3.4136

3.4554

.45075

.42081

.45188

.43375

.45732

.704

체 792 3.4267 .44262

*p<.05

2) 학교 배경변인에 따른 교사의 신행동 인식 분석

학교 배경변인인 지역별, 학교규모별에 따른 교사의 신행동에 한 교사의 인식을 분

석한 결과는 <표 11>과 같다. 교사의 신행동에 한 학교 배경변인별 인식 정도는 지역

별(p<.01)에서 유의한 차이가 나타났다. 지역별 차이에서 살펴보면 ․소도시(M=3.5038),

도시(M=3.4181), 읍․면 지역(M=3.3461)의 순서로 나타나고 있으며, Scheffe 사후 검증

결과 읍․면 지역과 ․소도시 간에 유의한 차이가 있었다. 학교 규모별로 살펴본 결과

교사의 신행동 인식에 있어 통계 으로 유의한 차이를 나타내지 않았다.

<표 11> 학교 배경변인에 따른 교사의 신행동 인식


지역별

읍 ․면지역

․소도시

도시

204

251

337

3.3461

3.5038

3.4181

.38546

.45281

.45872

7.365＊＊ 읍․면지역* 소 도시

학교

규모별

11학 이하

12-17학

18-35학

36학 이상

148

198

180

266

3.4527

3.4169

3.3667

3.4601

.45321

.44574

.41659

.44932

1.817

체 792 3.4267 .44262

**p<.01


2. 교사의 조직공정성 인식, 교사의 조직시민행동과 교사의 신행동

간의 상 계 분석

가. 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동 간의 상 계 분석

교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동 간의 상 계를 분석한 결과는 <표 12>

와 같다. 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동 간에는 유의한 정 상 계가

있는 것으로 나타났다(r=.249, p<.001). 교사의 조직공정성 인식 하 변인과 교사의 신

행동 하 변인 간의 상 계를 분석한 결과, 모든 하 변인 간에 정 상 을 보이고

있는 것으로 나타났다(r=.019～.278). 그러나 상 정도는 체로 낮게 나타났다.

<표 12> 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동 간의 상 계

변인 신성 신태도 교사의 신행동

분배공정성 .019 .166＊＊＊ .102＊＊

차공정성 .171＊＊＊ .214＊＊＊ .221＊＊＊

상호작용공정성 .278＊＊＊ .239＊＊＊ .298＊＊＊

교사의 조직공정성 .177＊＊＊ .260＊＊＊ .249＊＊＊

**p<.01, ***p<.001

나. 교사의 조직시민행동과 교사의 신행동 간의 상 계 분석

교사의 조직시민행동과 교사의 신행동 간의 상 계를 분석한 결과는 <표 13>과

같다.

<표 13> 교사의 조직시민행동과 교사의 신행동 간의 상 계

변인 신성 신태도 교사의 신행동

정당한 행동 .267＊＊＊ .222＊＊＊ .282＊＊＊

참여 행동 .144＊＊＊ .216＊＊＊ .206＊＊＊

양심 행동 .340＊＊＊ .178＊＊＊ .302＊＊＊

의바른 행동 .441＊＊＊ .305＊＊＊ .433＊＊＊

이타 행동 .203＊＊＊ .186＊＊＊ .224＊＊＊

교사의 조직시민행동 .503＊＊＊ .362＊＊＊ .502＊＊＊

***p<.001


교사의 조직시민행동과 교사의 신행동 간에는 유의한 정 상 계가 있는 것으로

나타났다(r=.502, p<.001). 교사의 조직시민행동과 교사의 신행동의 모든 하 변인 간

에는 정 인 상 을 나타내었다(r=.144～.441, p<.001). 상 정도는 체로 낮게 나타났

으나, 교사 조직시민행동의 하 변인 의바른 행동은 다른 변인에 비해 교사의

신행동의 하 변인과 비교 높은 상 을 보이고 있다.

3. 교사의 조직공정성 인식이 교사의 신행동에 미치는 향

가. 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향

교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향을 알아보고자

다회귀분석을 한 결과는 <표 14>와 같다.

<표 14> 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화

계수(β)t p R2 수정된

R2 F P

교사의

신

행동

상수

분배공정성

차공정성

상호작용공정성

2.639

-.042

.099

.176

-.057

.148

.254

26.358＊＊＊

-1.394

3.424＊＊

6.815＊＊＊

.000

.164

.001

.000

.102 .099 29.947＊＊＊ .000

**p<.01, ***p<.001

<표 14>에서 나타나 있는 바와 같이 교사의 조직공정성 인식의 하 변인들은 교사의

신행동 변인의 10.2%(R2=.102)의 설명력을 지니고 있다. 교사의 조직공정성 인식의 하

변인 에서 차공정성은 교사의 신행동에 유의한 향을 미치는 것으로 나타났으

며(β=.148, p<.01), 상호작용공정성(β=.254, p<.001)도 유의한 향을 미치고 있다. 하지

만, 분배공정성은 유의한 향을 주지 못하고 있다.

나. 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신성에 미치는 향

교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신행동의 하 변인인 교사의 신성

에 미치는 향을 알아보고자 다회귀분석을 한 결과는 <표 15>와 같다.


<표 15> 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신성에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화


R2 F P

교사의

신성

상수

분배공정성

차공정성


2.813

-.110

.103

.195

-.140

.143

.260

25.798＊＊＊

-3.390＊＊

3.297＊＊

6.950＊＊＊

.000

.001

.001

.000

.094 .091 27.258＊＊＊ .000

**p<.01, ***p<.001

교사의 조직공정성 인식의 하 변인들은 교사의 신성 변인의 9.4%(R2=.094)의 설명

력을 지니고 있다. 교사의 조직공정성 인식의 하 변인들은 분배공정성(β=-.140, p<.01),

차공정성(β=.143, p<.01), 상호작용공정성(β=-.260, p<.001) 모두 교사의 신성에 유의

미한 향을 미치고 있는 것으로 나타났다.

다. 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신태도에 미치는 향

교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신행동의 하 변인인 교사의 신태

도에 미치는 향을 알아보고자 다회귀분석을 한 결과는 <표 16>과 같다.

<표 16> 교사의 조직공정성 인식의 하 변인이 교사의 신태도에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화


R2 F P

교사의

신

태도

상수

분배공정성

차공정성


2.420

.044

.093

.151

.049

.113

.177

19.298＊＊＊

1.180

2.566＊

4.685＊＊＊

.000

.238

.010

.000

.075 .071 21.157＊＊＊ .000

*p<.05, ***p<.001

교사의 조직공정성 인식의 하 변인들은 교사의 신태도 변인의 7.5%(R2=.075)의 설

명력을 지니고 있다. 차공정성(β=.113, p<.05), 상호작용공정성((β=.117, p<.001)은 유의

한 향을 미치고 있다. 하지만, 분배공정성은 유의미한 향을 주지 못하고 있다.


4. 교사의 조직시민행동이 교사의 신행동에 미치는 향

가. 교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향

교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향을 알아보고자

다회귀분석을 한 결과는 <표 17>과 같다. 교사의 조직시민행동의 하 변인들은 교사의

신행동 변인의 23.6%(R2=.236)의 설명력을 지니고 있다. 조직시민행동의 하 변인들은

정당한 행동(β=.129, p<.001), 참여 행동(β=.096, p<.01), 양심 행동(β=.079, p<.05),

의바른 행동(β=.326, p<.001), 이타 행동(β=.065, p<.05) 모두에서 통계 으로 유의한

향을 미치고 있다.

<표 17> 교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신행동에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화


R2 F P

교사의

신

행동

상수

정당한 행동

참여 행동

양심 행동

의바른 행동

이타 행동

1.229

.110

.066

.067

.283

.055

.129

.096

.079

.326

.065

8.096＊＊＊

3.783＊＊＊

2.928＊＊

2.185＊

8.887＊＊＊

1.969＊

.000

.000

.004

.029

.000

.049

.236 .231 48.574＊＊＊ .000

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

나. 교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신성에 미치는 향

교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신행동의 하 변인인 교사의 신성에

미치는 향을 알아보고자 다회귀분석을 한 결과는 <표 18>과 같다.

<표 18> 교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신성에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화


R2 F P

교사의

신성

상수

정당한 행동

참여 행동

양심 행동

의바른 행동

이타 행동

1.132

.111

.022

.125

.307

.039

.120

.030

.137

.327

.043

6.876＊＊＊

3.519＊＊＊

.899

3.774＊＊＊

8.895＊＊＊

1.283

.000

.000

.369

.000

.000

.200

.235 .231 48.395＊＊＊ .000

***p<.001


교사의 조직시민행동의 하 변인들은 교사의 신성 변인의 23.5%(R2=.235)의 설명력

을 지니고 있다. 조직시민행동의 하 변인들 에서 정당한 행동(β=.120, p<.001), 양심

행동(β=.137, p<.001), 의바른 행동(β=.327, p<.001)은 통계 으로 유의한 향을 미

치고 있다. 하지만, 참여 행동과 이타 행동은 통계 으로 유의미한 향을 주지 못

하고 있다.

다. 교사의 조직공정성의 하 변인이 교사의 신태도에 미치는 향

교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신행동의 하 변인인 교사의 신태도

에 미치는 향을 알아보고자 다회귀분석을 한 결과는 <표 18>과 같다.

<표 18> 교사의 조직시민행동의 하 변인이 교사의 신태도에 미치는 향

종속

변인독립변인

비표 화

계수(b)

표 화


R2 F P

교사의

신

태도

상수

정당한 행동

참여 행동

양심 행동

의바른 행동

이타 행동

1.349

.108

.121

-.006

.252

.076

.104

.143

-.006

.236

.072

6.787＊＊＊

2.854＊＊

4.098＊＊＊

-.154

6.055＊＊＊

2.053＊

.000

.004

.000

.877

.000

.040

.138 .133 25.248＊＊＊ .000

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

교사의 조직시민행동의 하 변인들은 교사의 신태도 변인의 13.8%(R2=.138)의 설명

력을 지니고 있다. 조직시민행동의 하 변인들 에서 정당한 행동(β=.104, p<.001), 참

여 행동(β=.143, p<.001), 의바른 행동(β=.236, p<.001), 이타 행동(β=.072, p<.05)은

통계 으로 유의한 향을 미치고 있다. 하지만, 양심 행동은 통계 으로 유의미한

향을 주지 못하고 있다.

Ⅴ. 결 론

본 연구는 교사의 조직공정성 인식과 교사의 조직시민행동이 교사의 신행동에 각각

어떠한 향을 미치는가를 알아 으로써 학교조직의 주요 구성원인 교사가 학교 신을

바람직하게 추진하여 나갈 수 있는 방안을 탐색하는 데 그 목 을 두었다. 이러한 목


을 달성하기 하여 서울, 경기, 인천, 충남, , 구의 등학교 교사 1,000명을 상

으로 설문조사를 실시하여 수합된 설문지 에서 결측치와 불성실한 답변을 한 설문지

를 제외하고 총 792부를 SPSS 12.0 통계 로그램을 사용하여 분석하 다.

본 연구의 결과를 요약하고 이에 해 논의하면 다음과 같다.

첫째, 교사와 학교 배경변인에 따른 교사의 조직공정성에 한 교사의 인식 정도를

살펴본 결과, 교사 배경변인에서는 남교사가 여교사보다 더 높게 인식하고 있으며, 교직

경력별로는 21년 이상의 경력 교사에서 인식 정도가 가장 높았으며 다른 경력과도 통계

으로 유의한 차이를 나타내고 있다. 이러한 연구 결과는 공무원들을 상으로 조직공

정성을 연구하여 여자가 남자보다 분배공정성과 상호작용공정성을 더 높게 지각하고 있

으며, 근무경력별에서는 차이가 없다는 결과를 밝힌 유지원(2006)의 연구 결과와는 차이

가 있다. 연구 상과 측정도구가 상이하기 때문에 나타난 결과로 보여진다. 학교 배경

변인별로 살펴본 결과, 지역별로는 ․소도시에 근무하는 교사가 교사의 조직공정성에

해 가장 높게 인식하고 있으며, 다른 지역(읍․면지역, 도시)과 통계 으로 유의한

차이를 나타내고 있다. 학교규모로 살펴보았을 때는 통계 으로 유의한 차이를 나타내

지 않고 있다.

둘째, 교사와 학교 배경변인에 따른 교사의 조직시민행동에 한 교사의 인식 정도를

살펴본 결과, 남교사와 여교사 간에는 유의한 차이가 없으며, 교직경력별로는 21년 이상

의 경력 교사에서 인식 정도가 가장 높았으며 특히, 경력이 짧은 교사집단과는 통계

으로 유의한 차이를 나타내고 있다. 이러한 결과는 교사의 조직시민행동을 성별과 총재

직기간에 따라 비교 분석한 강세덕(2003)의 연구 결과와 일치한다. ․증등학교 교사들

을 상으로 배경변인에 따른 조직시민행동의 차이를 분석한 신재흡(2008)의 연구에서

는 남교사가 여교사보다 조직시민행동이 약간 높았으며, 21년 이상의 고경력 교사가 10

년 이하의 경력 교사보다 조직시민행동이 높다는 결과를 나타냈다. 따라서 본 연구의

결과는 신재흡(2008)의 연구 결과와 부분 으로 일치한다고 할 수 있다. 한편, 학교 배

경변인별로 살펴본 결과, 지역별, 학교규모별로 통계 으로 유의한 차이를 나타내지 않

고 있다.

셋째, 교사와 학교 배경변인에 따른 교사의 신행동에 한 인식 정도를 살펴본 결

과, 남교사가 여교사보다 인식 정도가 높았다. 이는 성별에 따른 신행동의 인식 차이

를 분석한 정 진(2005)의 연구 결과와 일치한다. 교사의 신성향을 성별에 따라 비교

한 고원배(1996)의 연구에서도 남교사가 여교사보다 신지향형임을 밝혔다. 기업체 종

업원을 상으로 한 유향자(2006)의 연구에서도 남자가 여자보다 신행동이 높음을 밝

혔다. 교직경력별로는 유의한 차이를 발견할 수 없었다. 이는 공무원의 신행동이 연령

에 따라 유의한 차이가 없다는 것을 밝힌 장동걸(2006)의 연구 결과와 일치한다. 한편,


학교 배경변인별로 살펴본 결과, ․소도시에 근무하는 교사가 신행동에 해 높게

인식하고 있는 것으로 나타나고 있으나, 학교 규모별로는 유의한 차이를 나타내지 않고

있다. 이러한 결과는 , 충남 지역 ․ ․고 교사들을 상으로 연구한 임민수

(2003)의 연구 결과와 상당 부분 일치하고 있다.

넷째, 교사의 조직공정성 인식의 하 변인, 교사의 조직시민행동의 하 변인과 교사의

신행동의 하 변인 간의 상 계를 분석한 결과, 분배공정성과 신성과의 계를

제외한 모든 하 변인들 간에는 유의한 정 상 계를 나타내고 있음을 알 수 있었

다. 그러나 그 상 정도는 체로 낮은 편이었다(r=.144～.441). 교사의 조직공정성 인

식의 하 변인인 상호작용공정성은 다른 하 변인에 비해 신행동의 각 하 변인들과

비교 높은 상 을 보이고 있으며, 교사의 조직시민행동의 하 변인 의바른 행동

은 다른 하 변인에 비해 신행동과 높은 상 계를 나타내고 있다.

다섯째, 교사의 조직공정성 인식의 하 변인 차공정성과 상호작용공정성은 교사

의 신행동에 유의한 향을 미치고 있다. 한, 교사의 조직공정성 인식의 하 변인인

분배공정성, 차공정성, 상호작용공정성은 모두 교사의 신행동의 하 변인인 신성

에 유의한 향을 미치고 있으며, 차공정성과 상호작용공정성은 신행동의 하 변인

인 신태도에도 유의한 향을 미치고 있다. 이러한 결과는 공조직에서 조직공정성이

구성원의 신행동에 미치는 향을 분석한 이용규와 정석환(2007)의 연구 결과와 부분

으로 일치한다. 한편, 교사의 조직공정성 인식의 하 변인들이 교사의 신행동과 그

하 변인들에 주는 설명력은 비교 낮은 편으로 나타났다(R2=.075～.102). 이는 교사의

신행동의 90% 이상은 교사의 조직공정성 인식 이외의 변인에 의해 설명될 수 있음을

의미한다.

여섯째, 교사의 조직시민행동의 하 변인들은 교사의 신행동에 모두 유의한 향을

미치고 있다. 한, 교사의 조직시민행동의 하 변인 정당한 행동, 양심 행동, 의

바른 행동은 교사의 신행동의 하 변인인 신성에 유의한 향을 주고 있으며, 교사

의 신행동의 하 변인인 신태도에는 정당한 행동, 참여 행동, 의바른 행동, 이

타 행동이 유의한 향을 미치고 있다. 이것은 강도묵(2007), 김은호(2006)의 연구와

유사한 결과를 나타내고 있다. 한편, 교사의 조직시민행동의 하 변인들이 교사의 신

행동과 그 하 변인들에 주는 설명력은 비교 낮은 편으로 나타났다(R2=.138～.236). 그

러나 교사의 조직공정성 인식의 하 변인들에 비해서는 비교 높은 설명력을 나타내고

있음을 알 수 있다. 이는 교사의 조직공정성 인식보다는 교사의 조직시민행동이 교사의

신행동을 더 잘 설명할 수 있음을 시사한다.

이상의 결과를 바탕으로 본 연구의 결론을 제시하면 다음과 같다.

첫째, 교사의 조직공정성과 교사의 신행동에 한 교사의 인식은 체로 남교사, 교


직 경력이 높은 교사, ․소도시에서 높게 나타나고 있으므로, 이들 교사들로 하여

학교 신의 심 역할을 수행하도록 함과 동시에 여교사, 교직경력이 낮은 교사들에

게 조직공정성과 신행동에 한 인식을 높일 수 있는 방안을 마련하여야 하겠다. 교

사의 조직시민행동과 교사의 신행동에 한 인식은 교직경력이 높은 교사에게서 높게

나타나고 있다는 사실은 교사들은 교육경력이 높아질수록 학교조직의 목표달성을 해

극 으로 솔선수범해 나간다는 을 시사한다. 따라서 학교 신을 해서는 교직경력

이 높은 교사들로 하여 창의 이고 자발 으로 학교경 에 극 참여할 수 있도록 유

도해 나가야 한다. 교직경력이 낮은 교사들을 해서는 학교조직에 한 애착심과 헌신

성을 지닐 수 있도록 학교조직문화를 변화시켜나가야 할 것이다. 이러한 과정을 거쳐

교사들의 조직시민행동은 고양될 수 있을 것이다. 이런 에서 학교장의 변 지도성

과 교사의 조직헌신이 교사의 조직시민행동에 향을 미친다는 신재흡(2008)의 연구 결

과는 시사하는 바가 매우 크다고 할 것이다.

둘째, 교사의 조직공정성 인식과 교사의 신행동, 교사의 조직시민행동과 교사의

신행동 간에는 유의한 정 상 계를 가지고 있다. 따라서 교사의 신행동을 높이기

해서는 교사의 조직공정성과 조직시민행동을 높여 나가야 하겠다. 본 연구에서는 세

변인 간의 상 계분석을 통해 교사의 조직공정성 인식과 교사의 조직시민행동이 교사

의 신행동에 향을 것이라는 것을 가정하 다. 그러나 세 변인 간의 인과모형은

이론 배경과 실증 근거가 부족하다는 제한 을 지니고 있다. 따라서 후속 연구에서

는 세 변인 간의 인과 계를 구조방정식모형에 근거한 경로분석을 통해 밝 볼 필요가

있다.

셋째, 교사의 조직공정성 인식 차공정성과 상호작용공정성이 교사의 신행동과

그 하 변인인 신성, 신태도에 모두 유의한 향을 주고 있으며, 교사의 조직시민행

동의 하 변인은 교사의 신행동에 모두 유의한 향을 주고 있으며, 특히 정당한 행

동, 참여 행동은 교사의 신행동의 하 변인 모두에게 유의한 향을 주고 있다. 이

러한 결과로 볼 때, 교사의 차공정성, 상호작용 공정성, 정당한 행동, 참여 행동을

높이는 방안을 강구하여 교사들이 자신들의 신행동을 더욱 높게 할 수 있는 여건을

마련해 주어야 하겠다.


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Abstract

The Effects of Teacher's Perception of Organizational Justice

and Teacher's Organizational Citizenship Behavior on

Teacher's Innovation Behavior

Kang, Kyung-seok(Inha University)

Hong, Cheol-hee(Inha University)

The purpose of this study is to investigate the relationships between teacher's

organizational justice, organizational citizenship behavior, and innovation behavior. In

order to accomplish this purpose, the study explored the differences of teacher's

perception level on teacher's organizational justice, organizational citizenship

behavior, and innovation behavior. The study also analysed the correlation between

teacher's organizational justice and innovation behavior, and the correlation between

teacher's organizational citizenship behavior and innovation behavior. Finally, the

study examined the effects of teacher's organizational justice and organizational

citizenship behavior on innovation behavior.

The results of the study show that teacher's perception level of organizational

justice and innovation behavior is higher than an average, also more positive

recognition is shown in male, high career teacher, and teacher in medium-small

sized city. Teacher's organizational justice has a significant correlation with teacher's

innovation behavior. Teacher's organizational citizenship behavior also has a

significant correlation with teacher's innovation behavior. In addition, teacher's

organizational justice and organizational citizenship behavior affect teacher's

innovation behavior respectively.

[key words] Teacher's Perception of Organizational Justice,

Teacher's Organizational Citizenship Behavior,

Teacher's Innovation Behavior

교사의 조직공정성 인식과 조직시민행동이 교사의 혁신행동에 미치는...

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