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문제 정의
- 따라서 본 연구는 사회복지실천에서 사회복지사의 역량강화와 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십 정도가 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 수준이 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감 간의 관계를 조절하여주는지를 검증하고자 한다. 이러한 연구의 결과는 대학에서 사회복지전공을 이수하고 실천현장에 투입된 사회복지사의 전문가로서의 역량강화 요소들 즉, 지식추구와 정체성, 가치에 대한 판단력, 전문직을 수행하는데 필요한 행동적인 성향, 전문직 유지를 위한 활동, 전문직 공통의 정체성 추구, 그리고 리더의 변혁적 리더십 발휘 등이 사회복지실천에 있어 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘와 어떤 관계가 있는지를 밝히고, 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감에 있어 리더십의 조절효과를 밝힘으로써 전문직에 종사하는 사회복지사의 자기관리와 팀접근에 유용한 함의를 제공할 수 있을 것이다.
- 사회복지사의 일반적 특성을 알아보기 위한 기술통계 분석, 가설검증을 위한 위계적 회귀분석을 실시하였다. 본문에서는 자료를 표준화시킨 후에 독립변수의 상대적인 기여도를 평가하는 회귀계수(β)를 제시하였다. 이상의 모든 분석에서의 유의수준은 < .
- 본 연구의 목적은 사회복지실천에서 사회복지사의 역량강화와 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십 정도가 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고, 리더의 변혁적 리더십의 수준이 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감 간의 관계를 조절하여주는 지를 검증하는 것이다. 그 중 사회복지 자기효능감과 변혁적 리더십 척도는 총합의 개념으로 단일차원으로 분석 처리 되었지만, 5개 하위영역으로 나누어 분석된 사회복지사 역량강화 척도는 선행연구에서 이미 측정도구의 신뢰성 그리고 그 타당성이 이미 입증된 바가 있지만, 문화적 혹은 환경적 차이에 따라 설문에 대한 응답자의 지각 반응이 다를 수 있으므로 타당도 분석을 다시 시행하였다.
- 그런데 상관관계 분석과 회귀분석을 통하여 독립 변수로 투입한 사회복지사 역량강화 하위차원 중 가치 판단력 변수는 사회복지 자기효능감에 영향을 미치지 못하였다. 따라서 역량강화 하위요인 가운데 가치판단력과 사회복지 자기효능감의 관계에 대한 변혁적 리더십의 조절효과 분석은 생략하였다. 변혁적 리더십의 조절효과는 아래 표에서 제시하는 3단계 회귀모형을 통하여 확인할 수 있다.
제안 방법
- 홀든 등이 개발한 사회복지 자기효능감 척도는 각 항목이 100점 기준에 몇 점에 해당하는지 기록하게 하고 있다. 본 연구에서는 홀든 등의 사회복지 자기효능감 척도 52문항을 그대로 번안하여 사용하되 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그러하다’까지 응답하는 리커트식 5점 척도로 측정하였다. 본 연구에서 총 내적 신뢰도는 .
- 05 수준으로 하였다. 또한 리더십의 조절효과를 보기 위해서는 바론과 케니(Baron and Kenny, 1986)의 조절효과 검증 방식과 일반선형모델의 상호작용 효과 검증을 하였다. 다중공선성 여부를 살펴보기 위해서는 회귀분석 전의 사전검증으로 분산확대지수(VIF: Variance Inflation Factor) 확인 및 독립변수들 간의 상과관계 분석을 하였다.
- 본 연구의 목적은 사회복지실천에서 사회복지사의 역량강화와 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십 정도가 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고, 리더의 변혁적 리더십의 수준이 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감 간의 관계를 조절하여주는 지를 검증하는 것이다. 그 중 사회복지 자기효능감과 변혁적 리더십 척도는 총합의 개념으로 단일차원으로 분석 처리 되었지만, 5개 하위영역으로 나누어 분석된 사회복지사 역량강화 척도는 선행연구에서 이미 측정도구의 신뢰성 그리고 그 타당성이 이미 입증된 바가 있지만, 문화적 혹은 환경적 차이에 따라 설문에 대한 응답자의 지각 반응이 다를 수 있으므로 타당도 분석을 다시 시행하였다. 이를 위해 확인적 요인분석을 실시하여 하위 구성 개념이 이론과 일치하고 있는지를 살펴보았다.
- 그 중 사회복지 자기효능감과 변혁적 리더십 척도는 총합의 개념으로 단일차원으로 분석 처리 되었지만, 5개 하위영역으로 나누어 분석된 사회복지사 역량강화 척도는 선행연구에서 이미 측정도구의 신뢰성 그리고 그 타당성이 이미 입증된 바가 있지만, 문화적 혹은 환경적 차이에 따라 설문에 대한 응답자의 지각 반응이 다를 수 있으므로 타당도 분석을 다시 시행하였다. 이를 위해 확인적 요인분석을 실시하여 하위 구성 개념이 이론과 일치하고 있는지를 살펴보았다. 요인 분석 방법은 주성분 분석을 통한 직각회전법을 이용하였고, 요인 수는 고유값을 기준으로 1.
- 사회복지사 역량강화 척도의 경우, 요인분석은 신뢰도 분석 결과를 참고하여 12번 문항을 뺀 뒤, 나머지 문항들을 사용하여 구성하는 개념들의 타당성을 살펴보았다(표 2 참조). 먼저, 원척도의 제1요인 행동성향은 본 연구의 제3요인 행동성향으로 동일하게 구성되었고, 원척도의 제2요인 공동정체성은 본 연구의 제5요인 공동정체성으로 축소되어 구성되었으나, 나머지 요인의 자아개념과 비판적 사고, 지식과 기술의 요인들은 표 3-2에서 보는 바와 같이 원척도와 개념이 혼재되어 분류되었다.
- 그러나 회귀분석만으로는 조절효과가 확인된 변수들 간의 정확한 양상을 파악하는 데에는 한계가 있기 때문에 중간값 분할법을 통하여 변수들 간의 구체적인 상호작용 효과를 살펴볼 필요가 있다. 이를 위해 독립변수와 조절변수의 평균을 구하여 평균을 중심으로 전문적 활동이 높은 집단과 낮은 집단을 구분하고, 각 집단에서 변혁적 리더십이 높은 집단과 낮은 집단을 구분하여 사회복지 자기효능감에 차이가 있는지를 GLM(general linear model)을 통해 살펴보았다. 그 결과 <표 8>과 같이 전문적활동이 높고 리더십이 높은 집단에서 사회복지 자기효능감이 가장 높았으며(평균 88.
- 지금까지 역량강화와 사회복지 자기효능감의 직접적 관계, 그리고 사회복지 자기효능감에 대한 변혁적 리더십이 이들 관계를 조절하여 주는지를 검증하여 보았다. 이론적 배경을 통하여 설정하였던 가설은 부분적으로 지지되는 것으로 판명되었으며 연구내용을 요약하고 그 의미를 생각해보면 다음과 같다.
대상 데이터
- 본 연구의 조사대상은 민간복지관 및 공공분야에서 실천하고 있는 서울 지역의 사회복지사이다. 제1표본추출 단위는 사회복지기관(종합사회복지관, 노인복지관, 장애인복지관, 구청 및 동사무소)이며, 제2표본추출 단위 및 표본추출의 요소는 이들 기관에서 근무하는 사회복지사와 사회복지전담공무원 개인이다.
- ‘사회복지사와 사회복지전담공무원의 표본추출’에 있어서는 확률표본추출법의 층화표본추출로 연구의 표본을 구성하였다. 사회복지사 층의 추출을 위해서는 사회복지관과 장애인복지관 및 노인복지관 등에서 근무하는 사회복지사를 대상으로 하였다.
- ‘사회복지사와 사회복지전담공무원의 표본추출’에 있어서는 확률표본추출법의 층화표본추출로 연구의 표본을 구성하였다. 사회복지사 층의 추출을 위해서는 사회복지관과 장애인복지관 및 노인복지관 등에서 근무하는 사회복지사를 대상으로 하였다. 종합사회복지관은 93곳 가운데 리스트의 짝수에 해당하는 46곳을 체계적 확률표집하여 각 기관별로 전화를 걸어 설문지 4부씩 총 184부를 우편 발송하였다.
- 사회복지사 층의 추출을 위해서는 사회복지관과 장애인복지관 및 노인복지관 등에서 근무하는 사회복지사를 대상으로 하였다. 종합사회복지관은 93곳 가운데 리스트의 짝수에 해당하는 46곳을 체계적 확률표집하여 각 기관별로 전화를 걸어 설문지 4부씩 총 184부를 우편 발송하였다. 또한 서울시 노인종합복지관 26곳 및 장애인종합복지관 33곳 가운데 각 종별로 각 13개 기관을 무작위 표집하여 기관별로 4부씩 총 104부의 설문지를 배포하였다.
- 종합사회복지관은 93곳 가운데 리스트의 짝수에 해당하는 46곳을 체계적 확률표집하여 각 기관별로 전화를 걸어 설문지 4부씩 총 184부를 우편 발송하였다. 또한 서울시 노인종합복지관 26곳 및 장애인종합복지관 33곳 가운데 각 종별로 각 13개 기관을 무작위 표집하여 기관별로 4부씩 총 104부의 설문지를 배포하였다. 사회복지전담공무원 층의 추출을 위해서는 25개구 가운데 리스트의 홀수에 해당하는 13개구를 체계적 확률표집하여 사회복지과의 도움을 받아 각 구에 25부씩 총 325부의 설문지를 배포하여 해당 구와 동에서 근무하는 사회복지전담공무원에게 설문조사를 실시하였다.
- 또한 서울시 노인종합복지관 26곳 및 장애인종합복지관 33곳 가운데 각 종별로 각 13개 기관을 무작위 표집하여 기관별로 4부씩 총 104부의 설문지를 배포하였다. 사회복지전담공무원 층의 추출을 위해서는 25개구 가운데 리스트의 홀수에 해당하는 13개구를 체계적 확률표집하여 사회복지과의 도움을 받아 각 구에 25부씩 총 325부의 설문지를 배포하여 해당 구와 동에서 근무하는 사회복지전담공무원에게 설문조사를 실시하였다. 즉, 사회복지사 자격증 소지자의 표집은 서울지역 사회복지사 자격증 소지자 2,037명의 약 14%에 해당하는 288명을, 사회복지전담공무원의 표집은 서울지역 전담공무원 846명의 약 38%에 해당하는 325명의 표집을 계획하여 총 613명에게 우편설문조사를 실시하였다.
- 사회복지전담공무원 층의 추출을 위해서는 25개구 가운데 리스트의 홀수에 해당하는 13개구를 체계적 확률표집하여 사회복지과의 도움을 받아 각 구에 25부씩 총 325부의 설문지를 배포하여 해당 구와 동에서 근무하는 사회복지전담공무원에게 설문조사를 실시하였다. 즉, 사회복지사 자격증 소지자의 표집은 서울지역 사회복지사 자격증 소지자 2,037명의 약 14%에 해당하는 288명을, 사회복지전담공무원의 표집은 서울지역 전담공무원 846명의 약 38%에 해당하는 325명의 표집을 계획하여 총 613명에게 우편설문조사를 실시하였다.
- 설문조사는 2005년 9월 1일부터 9월 25일까지 수행되었으며, 회수된 설문지는 사회복지사 288부 가운데 151부(52.4%), 사회복지전담공무원 325부 가운데 250부(76.9%)로 총 401부가 회수되었다. 최종 분석은 회수된 설문지 가운데 불성실한 응답과 극단값을 포함하고 있는 설문지 11부를 제외한 총 390명의 자료가 분석에 활용되었다.
- 9%)로 총 401부가 회수되었다. 최종 분석은 회수된 설문지 가운데 불성실한 응답과 극단값을 포함하고 있는 설문지 11부를 제외한 총 390명의 자료가 분석에 활용되었다.
- 분석된 자료는 총 390명의 자료로서 이들은 모두 사회복지실천 현장에서 근무하고 있는 사회복지사들이다. 이들의 성비는 남자 101명(25.
데이터처리
- 수집된 자료는 부호화 과정과 오류 검토 작업을 거친 후 SPSS 12.0을 이용하여 통계처리 하였다. 자료분석 방법으로는 연구에 사용한 측정도구의 타당도 검증을 위하여 요인분석을 실시하였으며, 신뢰도검증을 위해 크론바하의 내적신뢰도계수를 산출하였다.
- 0을 이용하여 통계처리 하였다. 자료분석 방법으로는 연구에 사용한 측정도구의 타당도 검증을 위하여 요인분석을 실시하였으며, 신뢰도검증을 위해 크론바하의 내적신뢰도계수를 산출하였다. 사회복지사의 일반적 특성을 알아보기 위한 기술통계 분석, 가설검증을 위한 위계적 회귀분석을 실시하였다.
- 자료분석 방법으로는 연구에 사용한 측정도구의 타당도 검증을 위하여 요인분석을 실시하였으며, 신뢰도검증을 위해 크론바하의 내적신뢰도계수를 산출하였다. 사회복지사의 일반적 특성을 알아보기 위한 기술통계 분석, 가설검증을 위한 위계적 회귀분석을 실시하였다. 본문에서는 자료를 표준화시킨 후에 독립변수의 상대적인 기여도를 평가하는 회귀계수(β)를 제시하였다.
- 또한 리더십의 조절효과를 보기 위해서는 바론과 케니(Baron and Kenny, 1986)의 조절효과 검증 방식과 일반선형모델의 상호작용 효과 검증을 하였다. 다중공선성 여부를 살펴보기 위해서는 회귀분석 전의 사전검증으로 분산확대지수(VIF: Variance Inflation Factor) 확인 및 독립변수들 간의 상과관계 분석을 하였다.
- 8의 수준에는 미치지 못하는 수치이다. 그러나 회귀분석시 분산확대지수(VIF)를 살펴본 결과 상호작용항에서의 분산확대지수가 30 이상으로 나났기 때문에 다중공선성 발생할 가능성이 있어 이의 소지를 없애기 위하여 상호작용항 변수를 센터링 한 후 회귀분석을 다시 시행하였다(Allison, 1998). 그 결과 분산확대지수는 1.
- 상관관계 분석을 통해 사회복지사의 역량강화 하위영역 및 변혁적 리더십과 사회복지 자기효능감의 관련성에 대한 가능성을 살펴보았고, 이들이 사회복지 자기효능감에 미치는 영향을 보다 명확하게 규명하기 위하여 회귀분석을 실시하였다. 먼저 성, 연령, 학력, 근무기간 등의 인구통계학적 변수들을 통제한 상태에서 모든 독립변수들을 동시에 포함한 회귀분석을 시행하였다.
- 상관관계 분석을 통해 사회복지사의 역량강화 하위영역 및 변혁적 리더십과 사회복지 자기효능감의 관련성에 대한 가능성을 살펴보았고, 이들이 사회복지 자기효능감에 미치는 영향을 보다 명확하게 규명하기 위하여 회귀분석을 실시하였다. 먼저 성, 연령, 학력, 근무기간 등의 인구통계학적 변수들을 통제한 상태에서 모든 독립변수들을 동시에 포함한 회귀분석을 시행하였다. 회귀분석 결과 사회복지 자기효능감을 종속변수로 한 모형의 F 값이 통계적으로 유의미하게 나타나 회귀모형의 적합성이 검증되었으며(F=70.
이론/모형
- 본 연구에서 사회복지 자기효능감이란 자신이 사회복지 실천현장에서 문제에 처한 클라이언트를 원조하는 전문가로서 사회복지 전문 활동을 적절히 수행할 수 있다고 믿는 믿음의 정도를 말한다. 이의 측정을 위해 홀든 등(Holden, Meenaghan, Anastas, and Metrey, 2002)이 개발한 ‘사회복지 자기 효능감 척도(Social Work Self-efficacy Scale)’를 번안하여 사용했다. 홀든 등의 사회복지 자기효능감 척도는 크게 두 개 부분으로 구성되었다.
- 그 중 20-35번 문항은 치료기법에 관한 질문들이고, 36-42번 문항은 사례관리에 관한 질문, 43-48번 문항은 지지에 관한 질문, 49-52번 문항은 치료 평가 및 계획에 관한 질문들로 구성되었다. 이 척도의 저자들은 프랜스(Frans, 1993)의 사회복지사 임파워먼트 척도(Scale for Measuring Social Worker Empowerment)와의 상관관계 검증을 통해 기준타당도를 확보하여 최종 척도를 구성하였다. 에렌크란스 사회복지대학원의 연구를 토대로 구성한 5대 교과영역 하위척도의 신뢰도는 .
- 본 연구에서 변혁적 리더십이란 베스와 아볼리오(Bass and Abolio, 1993)의 정의를 토대로 부하 직원들에게 단순히 복종할 것을 요구하는 것이 아니라 부하 직원들에게 장래의 비전 공유를 통해 몰입도를 높여 리더와 부하 직원들이 원래 기대했던 성과이상을 달성할 수 있도록 동기부여를 시키는 리더십을 말한다. 이의 측정을 위해 베스가 개발한 MLO(Multifactor Leadership Questionnaire)를 김일순(2005)이 설문내용에 맞게 재구성한 30문항 가운데 거래적 리더십에 해당하는 10문항을 제외하고 변혁적 리더십에 해당하는 20문항을 발췌하여 사용하였다. 베스의 변혁적 리더십은 ① 이상적 리더십(일명 카리스마: 높은 도덕적·윤리적 행동기준을 가지고 있으며, 항상 올바른 일을 하는 것으로 간주되는 리더이다.
- 이를 위해 확인적 요인분석을 실시하여 하위 구성 개념이 이론과 일치하고 있는지를 살펴보았다. 요인 분석 방법은 주성분 분석을 통한 직각회전법을 이용하였고, 요인 수는 고유값을 기준으로 1.0 이상의 값을 보이는 요인만 선택하였다. 요인분석에서 얻어진 고유값은 각 요인별로 설명하는 분산의 양을 나타내고 있어 그 값이 큰 요인을 중요요인으로 간주할 수 있다.
- 가설 3은 사회복지사 역량강화에 따른 사회복지 자기효능감의 관계에 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 수준이 조절효과를 지니고 있는지 확인하기 위해 제시되었다. 변혁적 리더십의 조절 효과를 검증하기 위해서는 바론과 케니(Baron and Kenny, 1986)의 조절효과 검증 방식을 따랐다. 바론과 케니가 제시한 위계적 회귀분석 방법은 외생변수를 미리 통제한 다음 연구변수의 순 설명력과 영향력을 파악하는데 있어 매우 효과적인 방법이다.
- 본 연구에서 사회복지사 역량강화란 자신의 삶을 규제하여 클라이언트 혹은 동료 사회복지사에게 긍정적인 영향을 미칠 수 있는 자신의 능력에 대한 자신감과 신념을 갖도록 지원해주는 행동을 하는 것을 의미하는 것으로, 전문가로서의 자아개념과 비판적 사고를 포함하여 사회복지 영역에 대한 지식 및 기술, 정체성, 행동성향을 획득하는 정도를 말한다. 이의 측정을 위하여 프랜스(Frans, 1993)의 사회복지사 임파워먼트 척도(Scale for Measuring Social Worker Empowerment)를 번안하여 리커트식 5점 척도로 측정하였다. 프랜스의 척도는 공동의 정체성(7개문항, α= .
성능/효과
- 이상의 연구에서 자기효능감의 개념은 과업지향적인 행동 또는 수행에 중요한 요인으로 작용함을 알 수 있다(Mitchell, Hopper, Daniels, George-Falvy, and James, 1994; Lindsley, Brass, and Thoma, 1995; Saks, 1995). 이상에서 나타난 기존 연구의 공통된 특징을 종합해 볼 때, 자기효능감이란 다양한 방법으로 향상될 수 있을 뿐만 아니라 직업적 역량의 강화에 필수적인 것이다.
- 75)로 구성되어 있다. 본 연구에서 총 신뢰도는 .93으로 나타났으며, 요인분석결과 재구성된 척도의 하위 차원별 신뢰도는 지식과 정체성 α= .90, 가치판단력 α=.86, 행동성향 α= .78, 전문적 활동 α= .76, 공동정체성 α= .73으로 나타났다.
- 사회복지사 역량강화 척도의 경우, 요인분석은 신뢰도 분석 결과를 참고하여 12번 문항을 뺀 뒤, 나머지 문항들을 사용하여 구성하는 개념들의 타당성을 살펴보았다(표 2 참조). 먼저, 원척도의 제1요인 행동성향은 본 연구의 제3요인 행동성향으로 동일하게 구성되었고, 원척도의 제2요인 공동정체성은 본 연구의 제5요인 공동정체성으로 축소되어 구성되었으나, 나머지 요인의 자아개념과 비판적 사고, 지식과 기술의 요인들은 표 3-2에서 보는 바와 같이 원척도와 개념이 혼재되어 분류되었다. 본 연구의 제1 요인 분류 내용을 보면, 한국의 사회복지사들은 원척도의 ‘지식과 기술’과 ‘자아개념’을 구분하지 않고 동일한 차원에서 인식하는 현상을 보였다.
- 먼저, 원척도의 제1요인 행동성향은 본 연구의 제3요인 행동성향으로 동일하게 구성되었고, 원척도의 제2요인 공동정체성은 본 연구의 제5요인 공동정체성으로 축소되어 구성되었으나, 나머지 요인의 자아개념과 비판적 사고, 지식과 기술의 요인들은 표 3-2에서 보는 바와 같이 원척도와 개념이 혼재되어 분류되었다. 본 연구의 제1 요인 분류 내용을 보면, 한국의 사회복지사들은 원척도의 ‘지식과 기술’과 ‘자아개념’을 구분하지 않고 동일한 차원에서 인식하는 현상을 보였다. 따라서 분류된 내용들의 구성핵심을 뽑아 ‘지식과 정체성’이라 재명명 하였다.
- 따라서 분류된 내용들의 구성핵심을 뽑아 ‘지식과 정체성’이라 재명명 하였다. 제2 요인의 분류 내용을 보면, 한국의 사회복지사들은 원척도의 ‘비판적 사고’와 ‘자아개념’을 구분하지 않고 동일한 차원에서 인식하는 현상을 보였다. 따라서 분류된 내용들의 구성핵심을 뽑아 ‘가치 판단력’이라 재명명 하였다.
- 따라서 분류된 내용들의 구성핵심을 뽑아 ‘가치 판단력’이라 재명명 하였다. 제4 요인의 분류내용은 원척도의 ‘공동정체성과’와 ‘지식 기술’의 일부 특성을 구분하여 인식하는 것으로 나타났다. 따라서 분류된 내용의 특성을 따라 ‘전문적 활동’이라 재명명 하였다.
- 따라서 분류된 내용의 특성을 따라 ‘전문적 활동’이라 재명명 하였다. 또한 본 연구에서 분류된 지식과 정체성 요인이 36.8%, 가치 판단력 요인이 6.2%, 행동성향 요인이 4.9%, 전문적 활동 요인이 4.5%, 공동정체성 요인이 3.3%로 총 분산의 55.8%를 설명하여 주고 있다. 요인을 구성하고 있는 항목들은 최소 0.
- 8%를 설명하여 주고 있다. 요인을 구성하고 있는 항목들은 최소 0.43 이상의 요인부하량을 지니고 있었으며, 표준형성 적절성의 KMO 측도가 .946으로 나타났으며, 바트레트(Bartlett)의 구형성 검정의 유의확률이 = .000 수준에서 유의하게 나타나 연구에 활용한 척도의 개념이 타당하게 구성되어 있음을 확인할 수 있었다.
- 상관관계 분석결과를 통해 추가적으로 다음과 같은 사실을 확인할 수 있다. 남성은 여성보다 가치 판단력, 행동성향, 전문적 활동, 변혁적 리더십이 높으며, 연령이 증가할수록 근무기간이 길고, 지식과 정체성, 가치 판단력, 전문적 활동, 변혁적 리더십, 사회복지 자기효능감이 높으며, 사회복지전공 대학원 석사 이상 학력은 사회복지전공 2년제 대학 졸업 학력보다 지식과 정체성, 가치 판단력, 행동성향, 전문적 활동, 공동정체성, 변혁적 리더십, 사회복지 자기효능감이 높은 관계가 있는 것으로 나타났다. 연구에 사용된 독립변수들 간 다중공선성 문제를 확인을 위해 독립변수 간 상관관계를 살펴본 결과 지식 및 정체성이 가치 판단력, 행동성향, 전문적 활동 등과의 상관관계가 .
- 그러나 회귀분석시 분산확대지수(VIF)를 살펴본 결과 상호작용항에서의 분산확대지수가 30 이상으로 나났기 때문에 다중공선성 발생할 가능성이 있어 이의 소지를 없애기 위하여 상호작용항 변수를 센터링 한 후 회귀분석을 다시 시행하였다(Allison, 1998). 그 결과 분산확대지수는 1.3 미만으로 낮아졌으며 다중공선성 문제는 발생하지 않았다. 이러한 의미는 본 연구의 주요변수인 역량강화, 자기효능감, 변혁적 리더십의 측정시 응답자의 주관적 판단에 따라 인관관계를 규명할 때 내적타당도를 저해할 수 있는 통계적 회귀의 문제가 발생하지 않는다는 것을 의미한다.
- 먼저 성, 연령, 학력, 근무기간 등의 인구통계학적 변수들을 통제한 상태에서 모든 독립변수들을 동시에 포함한 회귀분석을 시행하였다. 회귀분석 결과 사회복지 자기효능감을 종속변수로 한 모형의 F 값이 통계적으로 유의미하게 나타나 회귀모형의 적합성이 검증되었으며(F=70.500, p=.000), 통제변수를 투입한 상태에서 역량강화의 하위차원과 리더십이 사회복지 자기효능감을 설명하는 모형의 설명력(R2)은 67.3%(수정모형)로 나타났다(표 5 참고).
- 가설 1과 2의 구체적 검증은 <표 5>의 위계적 회귀분석 결과에서 보는 사회복지 자기효능감 변수들의 표준화계수를 통하여 확인할 수 있다. 사회복지 자기효능감은 지식과 정체성, 행동성향, 전문적 활동, 공동정체성, 리더십과 유의적인 정(+)적 관계를 보이고 있었다. 사회복지 자기효능감 형성에 영향을 미치는 차례대로 예측변수를 나타내면, 지식과 정체성( β=.
- 017) 등의 순이다. 이는 사회복지사의 지식 및 정체성이 높고, 행동성향이 높으며, 전문적 활동에 참여하고, 변혁적 리더십이 높을수록, 그리고 공동정체성을 형성할수록 사회복지 자기효능감이 높아진다는 것을 의미하는 것으로 가설 1과 2가 부분적으로 지지되는 결과이다.
- 결과적으로 에서 보는 역량강화의 하위요인(지식과 정체성, 행동성향, 공동정체성)과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 변혁적 리더십의 조절효과는 나타나지 않았고, 에서 보는 바와 같이 전문적 활동과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서만 변혁적 리더십의 조절효과가 있는 것으로 나타났다.
- 계속해서 의 행동성향과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 변혁적 리더십의 조절효과를 보면, 1단계에서 행동성향을 투입하였을 때 설명력(R2)이 50.5%였고 행동성향 변수가 사회복지 자기효능감에 유효한 변수였으며(β=.682, p=.000), 2단계에서 행동성향 변수와 변혁적 리더십을 동시에 투입하였을 때의 모형의 설명력은 54.7%로 1단계에 비해 4.2% 증가했고 행동성향 변수( β= .540, p=.000) 및 변혁적 리더십 변수( β=.261, p=.000)가 사회복지 자기효능감에 유효하였으며, 각 단계에서의 모형의 설명력 증가분에 대한 F검증 결과 역시 통계적으로 유의하였다.
- 먼저 의 지식과 정체성과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 변혁적 리더십의 효과를 보면, 1단계에서 지식과 정체성을 투입하였을 때 설명력이 56.4%였고 지식과 정체성 변수가 사회복지 자기 효능감에 유효한 변수였으며(β=.736, p=.000), 2단계에서 지식과 정체성 변수와 리더십을 동시에 투입하였을 때의 설명력은 61.4%로 1단계에 비해 5.0% 증가했고 지식과 정체성 변수( β=.605, p= .000) 및 변혁적 리더십 변수(β=.271, p=.000)가 사회복지 자기효능감에 유효하였으며, 각 단계에서의 모형의 설명력 증가분에 대한 F검증 결과 통계적으로 유의함을 볼 수 있다.
- 또한 의 공동정체성과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 리더십의 조절효과를 보면, 1단계에서 공동정체성을 투입하였을 때 설명력(R2 )이 32.0%였고 공동정체성 변수가 사회복지 자기효능감에 유효한 변수였으며(β = .515, = .000), 2단계에서 공동정체성 변수와 변혁적 리더십을 동시에 투입하였을 때의 모형의 설명력은 51.0%로 1단계에 비해 19.0% 증가했고 행동성향 변수(β = .384, = .000) 및 변혁적 리더십 변수(β = .475, = .000)가 사회복지 자기효능감에 유효하였으며, 각 단계에서의 모형의 설명력 증가분에 대한 F검증 결과 역시 통계적으로 유의함을 볼 수 있다.
- 그러나 <표 7>은 전문적 활동과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 변혁적 리더십이 조절효과를 나타내고 있는 것을 보여주고 있다. 즉, 1단계에서 전문적 활동을 투입하였을 때 설명력(R2)이40.7%였고 전문적 활동 변수가 사회복지 자기효능감에 유효한 변수였으며(β = .612, = .000), 2단계에서 전문적 활동 변수와 변혁적 리더십을 동시에 투입하였을 때의 모형의 설명력은 52.0%로 1단계에 비해 11.3% 증가했고 전문적 활동 변수(β = .381, = .000) 및 변혁적 리더십 변수(β = .422, = .000)가 사회복지 자기효능감에 유효하였으며, 각 단계에서의 모형의 설명력 증가분에 대한 F검증 결과 역시 통계적으로 유의함을 볼 수 있다( p= .000). 계속해서 전문적 활동 변수와리더십의 상호작용항을 동시에 투입하였을 때 모형의 설명력이 1.
- 000). 계속해서 전문적 활동 변수와리더십의 상호작용항을 동시에 투입하였을 때 모형의 설명력이 1.7% 증가하였으며, 이 모형의 설명력의 증가분에 대한 F검증 결과 또한 통계적으로 유의성이 확인되었다(F = 54.322, p= .000). 그리고 전문적 활동(β = .
- 그 결과 과 같이 전문적활동이 높고 리더십이 높은 집단에서 사회복지 자기효능감이 가장 높았으며(평균 88.36), 전문적 활동이 낮은 경우에도 사회복지사가 지각한 변혁적 리더십이 높은 집단(평균 83.37)은 리더십이 낮은 집단(평균 70.79)에 비해 더 높은 사회복지 자기효능감을 나타내는 것으로 나타났다.
- 000). 그리고 전문적 활동(β = .376, p= .000)과 변혁적 리더십 변인(β = .416, p= .000), 그리고 전문적 활동과 변혁적 리더십의 상호작용항(β =- .134,p = .000) 모두 사회복지 자기효능감에 유효한 변인임이 확인되었다. 이 때 상호작용항의 β가 사회복지 자기효능감과 부(-)적인 관계를 가지고 있으므로, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십이 높은 집단보다 낮은 집단에서 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 미치는 영향이 더 크다는 것을 알 수 있다.
- 그림을 통해 변혁적 리더십이 낮은 집단이 높은 집단에 비하여 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 더 강한 영향을 주는 것을 알 수 있다. 즉, 변혁적 리더십은 유의수준 .02에서 전문적 활동과 사회복지 자기효능감의 관계에 영향을 미치는 조절 변수임이 밝혀졌으며(F = 5.49, p= .02), 리더의 변혁적 리더십을 높게 지각한 사회복지사들은 전문적 활동이 높을수록 비교적 완만하게 사회복지 자기효능감이 상승하지만, 리더의 변혁적 리더십을낮게 지각한 사회복지사들은 전문적 활동이 높아질수록 사회복지 자기효능감의 정도도 급격히 상승한다고 하겠다. 따라서 이상의 회귀분석과 GLM에서 볼 수 있듯이 변혁적 리더십은 전문적 활동과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 조절효과를 나타내고 있음이 확인되었으므로 가설 3이 지지되었다.
- 02), 리더의 변혁적 리더십을 높게 지각한 사회복지사들은 전문적 활동이 높을수록 비교적 완만하게 사회복지 자기효능감이 상승하지만, 리더의 변혁적 리더십을낮게 지각한 사회복지사들은 전문적 활동이 높아질수록 사회복지 자기효능감의 정도도 급격히 상승한다고 하겠다. 따라서 이상의 회귀분석과 GLM에서 볼 수 있듯이 변혁적 리더십은 전문적 활동과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 조절효과를 나타내고 있음이 확인되었으므로 가설 3이 지지되었다.<그림 2> 사회복지 자기효능감에 대한 전문적 활동과 변혁적 리더십의 상호작용
- 첫째, 회귀분석 결과 역량강화의 하위요인과 변혁적 리더십은 사회복지 자기효능감에 유의한 영향을 미치는 변수로 나타났다. 사회복지 자기효능감에는 지식과 정체성(β = .
- 넷째, 전문직 공통의 공동정체성을 높이기 위해서는 문제해결을 위해 다른 사람들과 협력하고, 전문성에 대한 강한 정체성을 가지는 것과, 팀접근을 활용하는 것 등이 사회복지 자기효능감을 높일 수 있는 유용한 방법이 될 것이다. 다섯째, 팀을 이끄는 리더는 과장 또는 대리·주임-일선 직원 중심의 서열적 구조에서 벗어나 동등한 팀원 관계에서 각 팀원이 부여된 역할을 수행할 수 있게 하며, 책임에 맞는 권한을 부여하면서 신속한 의사결정이 이루어질 수 있도록 하여 비전 중심의 의욕과 능력이 성과로 이어지게 하는 시스템을 마련하는 것이 사회복지사의 사회복지 자기효능감을 높이는 방법이 될 것이다.
- 둘째, 회귀분석 결과 역량강화 하위요소 가운데 전문적 활동과 사회복지 자기효능감 간의 관계에서 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 수준이 조절효과가 있는 것으로 나타났다. 이 때 전문적 활동과 변혁적 리더십의 상호작용항(β =- .
- 이러한 결과는 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십이 높은 집단보다 낮은 집단에서 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 미치는 영향이 더 크다는 것을 의미한다. 회귀분석에서 확인한 조절효과를 구체적으로 살펴보기 위한 GLM의 결과, 전문적 활동이 높고 리더의 변혁적 리더십이 높다고 인지한 집단에서의 사회복지 자기효능감이 가장 높았으며(평균 88.36), 전문적 활동이 낮은 경우에도 사회복지사가 지각한 변혁적 리더십이 높은 집단(평균 83.37)은 변혁적 리더십이 낮은 집단(평균 70.79)에 비해 더 높은 사회복지 자기효능감을 나타내는 것으로 나타났다. 그런데 이들의 상호작용 관계의 그림을 보면, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십이 낮은 집단이 높은 집단에 비하여 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 더 강한 영향을 주고 있는 것을 확인할 수 있었다.
- 79)에 비해 더 높은 사회복지 자기효능감을 나타내는 것으로 나타났다. 그런데 이들의 상호작용 관계의 그림을 보면, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십이 낮은 집단이 높은 집단에 비하여 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 더 강한 영향을 주고 있는 것을 확인할 수 있었다. 즉, 리더의 변혁적 리더십이 높다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동에 높이 관여할수록 비교적 완만하게 사회복지 자기효능감이 상승하지만, 리더의 변혁적 리더십이 낮다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동이 높아질수록 사회복지 자기효능감의 정도가 더 급격히 상승하는 결과를 나타냈다.
- 그런데 이들의 상호작용 관계의 그림을 보면, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십이 낮은 집단이 높은 집단에 비하여 전문적 활동이 사회복지 자기효능감에 더 강한 영향을 주고 있는 것을 확인할 수 있었다. 즉, 리더의 변혁적 리더십이 높다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동에 높이 관여할수록 비교적 완만하게 사회복지 자기효능감이 상승하지만, 리더의 변혁적 리더십이 낮다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동이 높아질수록 사회복지 자기효능감의 정도가 더 급격히 상승하는 결과를 나타냈다. 따라서 리더의 변혁적 리더십의 수준이 높은 것은 팀안에서 일하는 사회복지사 개인의 사회복지 자기효능감을 극대화하는데 영향을 미칠 수 있지만, 만일 자신이 속한 팀 리더의 변혁적 리더십이 평균보다 높지 않다고 인지한 사회복지사라면 개인의 전문적 활동 즉, 전문 학술지를 읽는다거나, 실천에 필요한 기술을 연마하기 위해 학회나 각종 관련 연수회에 참가하거나, 같은 분야의 다른전문가를 자주 만난다거나, 스스로 실천 관련 많은 모임에 참여함으로써 전문가로써 개인의 전문적 기량을 높이는 것이 사회복지 실천에서 있어 자기효능감을 높일 수 있는 효과적인 방법이 될 수 있을 것이다.
- 본 연구는 보다 정교한 접근이 필요한 몇 가지 한계점을 내포하고 있다. 첫째, 모든 자료수집을 설문에 응답하는 응답자의 주관적 지각에 기초한 자기보고식 설문지에 기초하였다는 점이다. 따라서 응답자의 개별적 요구특성이나 반응세트에 따른 공통방법변량과 관련된 문제점이 있을 수 있다.
- 따라서 연구결과의 일반화를 위해 다양한 시도 또는 전국의 사회복지사 표본을 대상으로 한 반복적인 연구가 시행될 필요가 있다. 셋째, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십에 따른 사회복지 자기효능감의 차이보다는 일선 사회복지가 개인이 가지고 있는 리더십과 사회복지 자기효능감의 관계, 더 나아가 사회복지사의 성향특성의 조절적 영향 등 다양한 연구변수 및 변수 간 관계의 새로운 인과성을 살펴보는 것 또한 매우 의미가 있을 것으로 보인다. 아직까지 사회복지계는 리더와 팀에 의해 진행하는 사회복지사업보다는 일선 사회복지사가 단위사업을 전담하여 진행하는 사업의 종류가 많을 것으로 생각된다.
- 특히 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 정도가 사회복지 자기효능감에 미치는 직간접효과를 확인한 점은 의미가 있다고 본다. 사회복지사 역량강화가 사회복지 자기효능감에 영향을 미치는데 있어 리더의 변혁적 리더십에 대한 사회복지사의 지각수준이 영향을 미친다는 점은 팀 리더의 변혁적 리더십 발휘가 사회복지사 개인의 역량강화와 더불어 사회복지 자기효능감을 극대화시킬 수 있는 중요 요인이지만, 특히 팀 리더의 리더십 수준이 낮은 경우에 사회복지사 개인의 역량강화 가운데 전문적 활동이 사회복지사 개인의 자기효능감을 높일 수 있는 중요한 방법이라는 것을 시사한다. 따라서 사회복지사의 역량강화의 각 하위요인들의 강화 특히 전문적 활동의 강화는 사회복지 자기효능감을 높이는데 중요한 요인이며 더불어 팀을 이끄는 리더의 변혁적 리더십은 사회복지사 개개인의 자기효능감을 증대시키는데 매우 중요한 요인임이 밝혀졌으므로, 사회복지사 개인의 역량강화와 리더의 변혁적 리더십 발휘를 위해 다차원적인 노력을 기울일 필요가 있다.
- <표 3>은 인구통계학적 변수들과 역량강화의 하위개념, 변혁적 리더십, 사회복지 자기효능감의 평균 및 표준편차와 이러한 변수들 간의 상관관계가 제시되어 있다. 사회복지사 역량강화의 지식과 정체성, 가치 판단력, 행동성향, 전문적 활동, 공동정체성 등 5대 하위개념 모두 사회복지 자기효능감과 최저 .48 ~ 최고 .73의 높은 정의 상관관계를 지니고 있고, 변혁적 리더십과 사회복지 자기효능감은 .57의 보통 이상의 정의 상관관계를 지니고 있는 것으로 나타났다.
후속연구
- 예를 들면, 베츠와 해킷(Betz, and Hackett, 1983)이 과학과 관련된 전공 선택에 대한 자기효능감을 연구하기 위해 수학적 자기효능감 척도를 개발해서 연구한 것처럼, 사회복지사의 전문직 실천의 확신감을 연구하기 위해서는 사회복지사의 자기효능감 척도로 연구할 필요가 있다. 이는 일반적인 효능감의 믿음도 가치 있는 것으로 간주될 수 있지만, 구체적인 직업이나 직업적 행동의 효능감과는 구분되는 차원이 있기 때문에 사회복지사에게 적용하기에는 한계가 있으며, 사회복지사를 대상으로 직접 확인하는 연구가 이루어져야 한다.
- 따라서 본 연구는 사회복지실천에서 사회복지사의 역량강화와 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십 정도가 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보고, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 수준이 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감 간의 관계를 조절하여주는지를 검증하고자 한다. 이러한 연구의 결과는 대학에서 사회복지전공을 이수하고 실천현장에 투입된 사회복지사의 전문가로서의 역량강화 요소들 즉, 지식추구와 정체성, 가치에 대한 판단력, 전문직을 수행하는데 필요한 행동적인 성향, 전문직 유지를 위한 활동, 전문직 공통의 정체성 추구, 그리고 리더의 변혁적 리더십 발휘 등이 사회복지실천에 있어 사회복지사의 사회복지 자기효능감 발휘와 어떤 관계가 있는지를 밝히고, 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감에 있어 리더십의 조절효과를 밝힘으로써 전문직에 종사하는 사회복지사의 자기관리와 팀접근에 유용한 함의를 제공할 수 있을 것이다.
- 따라서 첫째, 사회복지사가 전문지식과 정체성을 높이기 위해서는 업무상의 문제를 해결하기 위해 적절한 지식과 자원 및 정보를 가지고 있는 것이 중요하겠다. 또한 실천분야의 영역과 관련된 사회문제를 잘 알고 있으며, 다양한 교육을 통해 준비된 사회복지사라는 마인드를 형성하고 전문적 능력에서 가치 있는 역할을 수행할 수 있어야 할 것이다. 둘째, 사회복지사가 전문직을 수행하는데 필요한 행동성향을 높이기 위해서는 관심을 둔 문제를 다루기 위한 활동이 있다는 것을 알았을 때에는 그 활동에 직접 참여하는 방법을 알고자 노력해야 할 것이며, 관심이나 흥미가 있는 업무 영역에 대해서는 솔선하여 업무를 할필요가 있다.
- 또한 실천분야의 영역과 관련된 사회문제를 잘 알고 있으며, 다양한 교육을 통해 준비된 사회복지사라는 마인드를 형성하고 전문적 능력에서 가치 있는 역할을 수행할 수 있어야 할 것이다. 둘째, 사회복지사가 전문직을 수행하는데 필요한 행동성향을 높이기 위해서는 관심을 둔 문제를 다루기 위한 활동이 있다는 것을 알았을 때에는 그 활동에 직접 참여하는 방법을 알고자 노력해야 할 것이며, 관심이나 흥미가 있는 업무 영역에 대해서는 솔선하여 업무를 할필요가 있다. 또한 새로운 프로그램을 제공하기 위해 협력자 혹은 다른 사람을 조직하는 방법을 활용하는 것이 유용한 방법이 될 것이다.
- 둘째, 사회복지사가 전문직을 수행하는데 필요한 행동성향을 높이기 위해서는 관심을 둔 문제를 다루기 위한 활동이 있다는 것을 알았을 때에는 그 활동에 직접 참여하는 방법을 알고자 노력해야 할 것이며, 관심이나 흥미가 있는 업무 영역에 대해서는 솔선하여 업무를 할필요가 있다. 또한 새로운 프로그램을 제공하기 위해 협력자 혹은 다른 사람을 조직하는 방법을 활용하는 것이 유용한 방법이 될 것이다. 셋째, 전문직 유지를 위한 전문적 활동을 높이기 위해서는 관련학술지를 읽고 관련 학회나 연수회에 참가하거나, 같은 분야의 전문가를 자주 만나고 스스로 많은 관련 모임에 참여하는 방법을 활용해야 할 것이다.
- 또한 새로운 프로그램을 제공하기 위해 협력자 혹은 다른 사람을 조직하는 방법을 활용하는 것이 유용한 방법이 될 것이다. 셋째, 전문직 유지를 위한 전문적 활동을 높이기 위해서는 관련학술지를 읽고 관련 학회나 연수회에 참가하거나, 같은 분야의 전문가를 자주 만나고 스스로 많은 관련 모임에 참여하는 방법을 활용해야 할 것이다. 넷째, 전문직 공통의 공동정체성을 높이기 위해서는 문제해결을 위해 다른 사람들과 협력하고, 전문성에 대한 강한 정체성을 가지는 것과, 팀접근을 활용하는 것 등이 사회복지 자기효능감을 높일 수 있는 유용한 방법이 될 것이다.
- 셋째, 전문직 유지를 위한 전문적 활동을 높이기 위해서는 관련학술지를 읽고 관련 학회나 연수회에 참가하거나, 같은 분야의 전문가를 자주 만나고 스스로 많은 관련 모임에 참여하는 방법을 활용해야 할 것이다. 넷째, 전문직 공통의 공동정체성을 높이기 위해서는 문제해결을 위해 다른 사람들과 협력하고, 전문성에 대한 강한 정체성을 가지는 것과, 팀접근을 활용하는 것 등이 사회복지 자기효능감을 높일 수 있는 유용한 방법이 될 것이다. 다섯째, 팀을 이끄는 리더는 과장 또는 대리·주임-일선 직원 중심의 서열적 구조에서 벗어나 동등한 팀원 관계에서 각 팀원이 부여된 역할을 수행할 수 있게 하며, 책임에 맞는 권한을 부여하면서 신속한 의사결정이 이루어질 수 있도록 하여 비전 중심의 의욕과 능력이 성과로 이어지게 하는 시스템을 마련하는 것이 사회복지사의 사회복지 자기효능감을 높이는 방법이 될 것이다.
- 즉, 리더의 변혁적 리더십이 높다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동에 높이 관여할수록 비교적 완만하게 사회복지 자기효능감이 상승하지만, 리더의 변혁적 리더십이 낮다고 인지한 사회복지사들은 전문적 활동이 높아질수록 사회복지 자기효능감의 정도가 더 급격히 상승하는 결과를 나타냈다. 따라서 리더의 변혁적 리더십의 수준이 높은 것은 팀안에서 일하는 사회복지사 개인의 사회복지 자기효능감을 극대화하는데 영향을 미칠 수 있지만, 만일 자신이 속한 팀 리더의 변혁적 리더십이 평균보다 높지 않다고 인지한 사회복지사라면 개인의 전문적 활동 즉, 전문 학술지를 읽는다거나, 실천에 필요한 기술을 연마하기 위해 학회나 각종 관련 연수회에 참가하거나, 같은 분야의 다른전문가를 자주 만난다거나, 스스로 실천 관련 많은 모임에 참여함으로써 전문가로써 개인의 전문적 기량을 높이는 것이 사회복지 실천에서 있어 자기효능감을 높일 수 있는 효과적인 방법이 될 수 있을 것이다.
- 따라서 응답자의 개별적 요구특성이나 반응세트에 따른 공통방법변량과 관련된 문제점이 있을 수 있다. 둘째, 본 연구를 위해 수집한 자료의 표본대상이 서울로 제한되어 있으므로 모든 사회복지사들로 일반화하기 어렵다. 따라서 연구결과의 일반화를 위해 다양한 시도 또는 전국의 사회복지사 표본을 대상으로 한 반복적인 연구가 시행될 필요가 있다.
- 둘째, 본 연구를 위해 수집한 자료의 표본대상이 서울로 제한되어 있으므로 모든 사회복지사들로 일반화하기 어렵다. 따라서 연구결과의 일반화를 위해 다양한 시도 또는 전국의 사회복지사 표본을 대상으로 한 반복적인 연구가 시행될 필요가 있다. 셋째, 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십에 따른 사회복지 자기효능감의 차이보다는 일선 사회복지가 개인이 가지고 있는 리더십과 사회복지 자기효능감의 관계, 더 나아가 사회복지사의 성향특성의 조절적 영향 등 다양한 연구변수 및 변수 간 관계의 새로운 인과성을 살펴보는 것 또한 매우 의미가 있을 것으로 보인다.
- 아직까지 사회복지계는 리더와 팀에 의해 진행하는 사회복지사업보다는 일선 사회복지사가 단위사업을 전담하여 진행하는 사업의 종류가 많을 것으로 생각된다. 따라서 팀을 이끄는 리더의 리더십과 일선에서 사업을 직접 담당하고 있는 사회복지사 개인의 리더십을 구분하여 연구할 필요가 있을 것이다.
- 그러나 제기된 한계점에도 불구하고 연구결과를 통하여 다음과 같은 시사점을 얻을 수 있다. 그동안 중요성이 간과되었던 사회복지사의 역량강화와 사회복지 자기효능감, 사회복지사가 지각한 리더의 리더십과 사회복지 자기효능감의 관계에 대한 이론적 체계 및 실증분석 결과를 통하여, 사회복지 자기효능감 연구영역의 확장을 꾀할 수 있을 것으로 본다. 특히 사회복지사가 지각한 리더의 변혁적 리더십의 정도가 사회복지 자기효능감에 미치는 직간접효과를 확인한 점은 의미가 있다고 본다.
- 앞으로의 연구는 사회복지사의 자기효능감을 높일 수 있는 사회복지사 개인의 특성 및 개인의 리더십 그리고 기관 차원(민간 및 공공)의 다양한 변수들의 관계 확인과 이들의 영향관계, 그리고 리더의 변혁적 리더십 같이 사회복지 자기효능감 관계에 영향을 줄 수 있는 변수들의 구체적인 확인이 필요할 것으로 본다. 본 연구에서는 민간 및 공공 분야의 전체 사회복지사를 대상으로 조사·분석하여 그들이 속해있는 집단 간의 차이를 구분하지 않았다.
- 본 연구에서는 민간 및 공공 분야의 전체 사회복지사를 대상으로 조사·분석하여 그들이 속해있는 집단 간의 차이를 구분하지 않았다. 향후연구에서는 사회복지사의 역량강화와 자기효능감 간의 관계에 있어 민간 사회복지사 및 사회복지전담공무원 간에 변혁적 리더십의 조절효과가 달리 나타나는지를 조사해 볼 필요가 있겠다.
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