선박수리업 종사자의 개인역량과 직무만족, 직무몰입 그리고 직무성과에 관한 연구

Ⅰ. 서 론

선박수리(ship-repair)는 2천 년대 초반부터 2008년까지 해운경기 호황에 따른 신조선 발주 증가로 그 수요가 급증했다. 금융위기 이후에도 선사들의 선박수명연장, 선박공급과잉, 대형 선박사고에 따른 해양환경규제, 정기검사강화 등으로 인하여 선박수리의 수요가 지속적으로 증가하고 있다.

세계 선박수리 수요의 꾸준한 증가에도 불구하고 우리나라 선박수리는 대부분 소규모 영세기업들에 의해 운영되고 있다. 선박수리업은 3D(difficult, danger, dirty) 업종이므로 젊고 유능한 인력이 기피하고 있어 노령화가 가속되고 있고 인건비 및 재료비 상승으로 인한 가변비용의 증가로 비용절감을 위하여 대부분 하청 및 재하청을 주고 있다. 그리고 하청업체는 대부분 비정규직 또는 일용직에 의해 운영되는 인적구조이므로 성과가 높은 선박수리를 기대할 수 없는 실정이다. 이것은 국내 선박수리업이 인적자원개발에 대한 투자와 종사자의 개인역량이 부족하기 때문이다. 그러나 최근에 선박수리가 해운산업, 항만산업 등과 접목하여 새로운 일자리 창출 및 고부가가치를 높이고 있으며, 선박수리업의 경쟁력 강화 방안 측면에서 인적자원관리와 개인역량의 중요성이 부각되고 있다.

선박수리업계의 노력으로 부분적으로 발전 방향에 대한 논의는 있었지만 선박수리업 종사자의 개인역량과 직무만족, 직무몰입 그리고 직무성과에 관련된 선행연구는 전무하였다.

따라서 본 연구의 목적은 선박수리업 종사자의 개인역량과 직무만족, 직무몰입 그리고 직무성과에 관한 연구로 선박수리업 발전을 위한 기초 자료를 제공하는 데에 있다.

Ⅱ. 이론적 고찰

Ⅲ. 연구 설계

1. 연구 모형

본 연구에서는 선박수리업 종사자의 개인역량이 직무만족, 직무몰입 및 직무성과에 관한 이론적 고찰과 선행연구를 바탕으로 [Fig. 1]과 같은 연구모형을 설정하였다.

[Fig. 1]

Research Model

3. 설문지의 구성

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 설문지는 선박수리업 종사자의 개인역량, 직무만족, 직무몰입 그리고 직무성과를 알아보기 위한 문항으로 작성되었으며, 크게 4개 부분으로 구분되어 있다.

첫 번째에서는 개인역량에 관한 부분으로 선박수리업 종사자가 경험했던 역량을 측정하기 위해 18개의 문항으로 구성하였다.

두 번째는 직무만족에 관한 부분으로 선박수리업 종사자가 경험했던 만족을 측정하기 위해 6개의 문항으로 구성하였다.

세 번째는 직무몰입에 관한 부분으로 선박수리업 종사자가 경험했던 몰입을 측정하기 위해 6개의 문항으로 구성하였다.

네 번째는 직무성과에 관한 부분으로 선박수리업 종사자가 경험했던 성과를 측정하기 위해 8개의 문항으로 구성하였다.

다섯째는 선박수리업 응답자의 성별, 연령, 회사의 유형, 근무경력, 직위와 같은 일반문항 4개로 구성하였다. 설문지의 구성은 <Table 1>과 같다.

<Table 1>

Questionnaire configuration

4. 연구 가설

위의 연구모형을 토대로 <Table 2>와 같은 가설을 설정하였다.

<Table 2>

Questionnaire configuration

Ⅳ. 실증분석

1. 자료의 분석

가. 표본의 특성

2015년 기준으로 우리나라 선박수리업에 종사하고 있는 기업별로 6∼10부의 설문지를 배포하여 설문을 실시하였다. 해당되는 응답자들에게 본 연구의 목적과 설문의 목적 등을 설명하며 협조를 요청하는 내용을 포함하여 2015년 6월 19일부터 2015년 7월 20일까지 약 40군데의 업체를 직접 방문하여 총 300부의 설문지를 배포하였다. 응답의 주체는 선정된 기업에 근무하는 직원으로 선정하여 설문을 실시하였으며 배포된 설문지 총 300부 중 290부가 회수되었으며 회수율은 96.7%이다. 이중 결측값이 있거나 설문에 불성실하게 응답한 설문지 10부를 제외하고 나머지 280부의 설문지를 본 연구의 분석에 활용하였다. 본 연구에 선택된 선박수리업체 직원 중 설문에 응답한 응답자의 일반적인 특성은 <Table 3>과 같다.

<Table 3>

Respondents characteristics

나. 측정변수의 타당성 및 신뢰성 검정

본 연구에서는 선박수리업 종사자에 대한 각 측정변수에 대한 개념 타당성을 검토하고 측정변수들의 요인수를 결정하기 SPSS ver. 20.0을 이용하여 요인분석을 하였다. 요인추출 방법으로는 주성분분석(PCA)을 이용하였으며, 변수의 요인에 대한 관련성을 보다 효과적으로 확인하기 위해 요인회전 방식으로 베리멕스(varimax)를 이용하였다. KMO는 요인분석을 위한 변수선정의 측도를 나타내는 것으로 그 값이 클수록 여러 변수들 간의 연관성이 높다. KMO값이 일반적으로 0.9 이상이면 공통분산 정도는 매우 높고, 0.8∼0.9이면 다소 높고, 0.7∼0.8이면 약간 높고, 0.6∼0.69이면 보통이다(Lee Hun Young, 2012). 요인분석모형의 적합성 여부를 나타내는 Bartlett의 구형성검정은 귀무가설 “모상관계수 행렬은 단위행렬이다” 와 대립가설 “모상관계수 행렬은 단위행렬이 아니다” 를 검정하는 것으로 상관행렬이 요인분석을 해 볼 가치가 있을 만큼 요인공통분산을 포함하고 있는지를 알아보는 방법이다(Lee Young Jun, 2002). 그리고 측정변수의 신뢰성을 검정하기 위하여 Cronbach's Alpha(ɑ) 값을 활용하여 측정하였다.

① 개인역량의 타당성 및 신뢰성 검정

<Table 4>와 같이 본 연구의 독립변수인 개인역량의 KMO 값이 0.937로서 요인분석을 위한 변수 선정은 타당한 것으로 볼 수 있다. Bartlett 구형성검정치가 4,233.965이며 유의확률이 0.000으로 나타나 유의수준 ɑ≤0.001에서도 단위행렬이 아니라는 충분한 증거를 보여주기 때문에 요인분석을 하는데 무리가 없으며 공통요인이 존재한다고 할 수 있다.

<Table 4>

Factor analysis result of individual competency

연구 설계 시 개인역량은 선행연구를 근거로 3개의 요인으로 구성하였으며 요인분석 결과, 고유값 1을 기준으로 9.455, 1.671, 1.481의 고유값을 가진 3개의 요인을 추출하였다. 이 3개의 요인들은 선박수리업 종사자의 개인역량을 대표하며 요인 1은 59.033%, 요인 2는 10.445%, 요인 3은 9.257%를 설명하고 전체분산의 78.795%를 설명함으로써 선박수리업 종사자의 개인역량을 측정한 변수들의 타당성은 확보되었다. 또, 측정변수들의 신뢰성검정 결과 3개 요인의 Cronbach's ɑ 값이 0.9 이상으로 나타나 측정변수들의 신뢰성도 확보되었다.

요인분석 결과, 요인별로 적재된 항목의 특성을 고려하여 요인 1은 지식역량, 요인 2는 태도역량, 요인 3은 기술역량으로 각각 명명하였다.

② 직무만족, 직무몰입의 타당성 및 신뢰성 검정

<Table 5>와 같이 본 연구의 매개변수인 직무만족, 직무몰입의 KMO값은 0.960로서 요인분석을 위한 변수선정은 바람직한 것으로 알 수 있다. Bartlett 구형성검정치가 3,800.057이며 유의확률이 0.000으로 나타나 유의수준 ɑ≤0.001에서도 단위행렬이 아니라는 충분한 증거를 보여주기 때문에 요인분석을 하는데 무리가 없으며 공통요인이 존재한다고 할 수 있다.

<Table 5>

Factor analysis result of Factor analysis result of job satisfaction, job involvement

연구 설계 시 선행연구를 근거로 2개의 요인으로 구성하였으며 요인분석 결과, 고유 값 1을 기준으로 8.773, 1.111의 고유 값을 가진 2개의 요인을 추출하였다. 요인 1은 73.106%, 요인 2는 9.255%를 설명하고 전체분산의 82.361%를 설명함으로써 측정한 변수들의 타당성은 확보되었다. 또, 측정변수들의 신뢰성검정 결과 2개 요인의 Cronbach's ɑ 값이 0.9 이상으로 나타나 측정변수들의 신뢰성도 확보되었다.

요인분석 결과 요인별로 적재된 항목의 특성을 고려하여 요인 1은 직무만족, 요인 2는 직무몰입으로 각각 명명하였다.

③ 직무성과의 타당성 및 신뢰성 검정

<Table 6>과 같이 본 연구의 종속변수인 직무성과의 KMO 값은 0.929로서 요인분석을 위한 변수선정은 바람직한 것으로 알 수 있다. Bartlett 구형성검정치가 1,862.552이며 유의확률이 0.000으로 나타나 유의수준 ɑ≤0.001에서도 단위행렬이 아니라는 충분한 증거를 보여주기 때문에 요인분석을 하는데 무리가 없으며 공통요인이 존재한다고 할 수 있다.

<Table 6>

Factor analysis result of job performance

연구 설계 시 선행연구를 근거로 1개의 요인으로 구성하였으며 요인분석 결과, 고유 값 1을 기준으로 5.753의 고유 값을 가진 1개의 요인을 추출하였다. 요인 1은 71.911%를 설명하고 전체분산의 71.911%를 설명함으로써 측정한 변수들의 타당성은 확보되었다. 또 측정변수들의 신뢰성검정 결과 1개 요인의 Cronbach's ɑ 값이 0.9 이상으로 나타나 측정변수들의 신뢰성도 확보되었다.

2. 연구가설의 검정

가. 가설 1의 검정

가설 1 : 선박수리업 종사자의 개인역량은 직무만족에 정(+)의 영향을 미칠 것이다. 연구가설 1을 검정하기 위한 다중회귀모형 1은 다음과 같다.

① 연구모형

$\[ {\widehat{y}}_i={\beta }_0+{\beta }_1{x}_1+{\beta }_2{x}_2+{\beta }_3{x}_3+\epsilon \]$

단, $$ {\widehat{y}}_i$$ : 직무만족 χ : 개인역량
χ₁ = 지식역량, χ₂ = 태도역량,
χ₃ = 기술역량
β₁, β₂, β₃ :모수(회귀계수)
β₀ : y 절편, ε : 오차항

독립변수인 선박수리업 종사자의 개인역량 요인분석에 의한 각 요인점수와 매개변수인 직무만족의 요인점수를 입력하는 방법을 이용한 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 <Table 7>과 같다.

<Table 7>

The result of regression analysis between individual competency and job satisfaction

회귀모형의 결정계수는 0.238이므로 독립변수들의 매개변수에 대한 설명력은 23.8%임을 알 수 있고, F값은 28.786이다. 선박수리업 종사자의 지식역량, 태도역량 및 기술역량이 각각 유의확률 0.000이므로 직무만족에 유의한 영향을 미치고 있으므로 가설 1은 모두 채택되었다.

독립변수인 개인역량(지식역량, 태도역량, 기술역량)이 매개변수인 직무만족에 직접적인 영향을 제공할 수 있다는 점을 보여주는 결과인 셈이다. 각 독립변수의 회귀계수에 대한 통계량을 살펴보면, 지식역량(t=6.709, p<0.01), 태도역량(t=5.472, p<0.01), 기술역량(t=4.412, p<0.01)이 각각 직무만족에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 표준화계수를 살펴보면 개인역량의 3가지 요인 중 지식역량(β=0.319)이 가장 높게 나타남으로써 직무만족에 가장 큰 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

나. 가설 2의 검정

가설 2 : 선박수리업 종사자의 개인역량은 직무몰입에 정(+)의 영향을 미칠 것이다. 연구가설 2를 검정하기 위한 다중회귀모형 2는 다음과 같다.

② 연구모형

$\[ {\widehat{y}}_i={\beta }_0+{\beta }_1{x}_1+{\beta }_2{x}_2+{\beta }_3{x}_3+\epsilon \]$

단, $$ {\widehat{y}}_i$$ : 직무몰입 χ : 개인역량
χ₁ = 지식역량, χ₂ = 태도역량,
χ₃ = 기술역량
β₁, β₂, β₃ :모수(회귀계수)
β₀ : y 절편, ε : 오차항

독립변수인 선박수리업 종사자의 개인역량 요인분석에 의한 각 요인점수와 매개변수인 직무몰입의 요인점수를 입력하는 방법을 이용한 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 <Table 8>과 같다.

<Table 8>

The result of regression analysis between individual competency and job involvement

회귀모형의 결정계수는 0.173이므로 독립변수들의 매개변수에 대한 설명력은 17.3%임을 알 수 있고, F값은 19.310이다. 선박수리업 종사자의 지식역량, 태도역량 및 기술역량이 각각 유의확률 0.000이므로 직무몰입에 유의한 영향을 미치고 있으므로 가설 2는 모두 채택되었다.

독립변수인 개인역량(지식역량, 태도역량, 기술역량)이 매개변수인 직무몰입에 직접적인 영향을 제공할 수 있다는 점을 보여주는 결과인 셈이다. 각 독립변수의 회귀계수에 대한 통계량을 살펴보면, 지식역량(t=6.441, p<0.01), 태도역량(t=3.086, p<0.01), 기술역량(t=2.632, p<0.01)이 각각 직무몰입에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 표준화계수를 살펴보면 개인역량의 3가지 요인 중 지식역량(β=0.352)이 가장 높게 나타남으로써 직무몰입에 가장 큰 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

다. 가설 3의 검정

가설 3 : 선박수리업 종사자의 개인역량은 직무성과에 정(+)의 영향을 미칠 것이다. 연구가설 3을 검정하기 위한 다중회귀모형 3은 다음과 같다.

③ 연구모형

$\[ {\widehat{y}}_i={\beta }_0+{\beta }_1{x}_1+{\beta }_2{x}_2+{\beta }_3{x}_3+\epsilon \]$

단, $$ {\widehat{y}}_i$$ : 직무성과 χ : 개인역량
χ₁ = 지식역량, χ₂ = 태도역량,
χ₃ = 기술역량
β₁, β₂, β₃ :모수(회귀계수)
β₀ : y 절편, ε : 오차항

독립변수인 선박수리업 종사자의 개인역량 요인분석에 의한 각 요인점수와 종속변수인 직무성과의 요인점수를 입력하는 방법을 이용한 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 <Table 9>와 같다.

<Table 9>

The result of regression analysis between individual competency and job performance

회귀모형의 결정계수는 0.217이므로 독립변수들의 종속변수에 대한 설명력은 21.7%임을 알 수 있고, F값은 25.467이다. 선박수리업 종사자의 개인역량에서 지식역량과 태도역량이 각각 유의확률 0.000이므로 직무성과에 유의한 영향을 미치고 있으나 기술역량은 유의한 영향을 미치지 않음을 알 수 있다.

독립변수인 개인역량 중에서 지식역량과 태도역량이 종속변수인 직무성과에 직접적인 영향을 제공할 수 있다는 점을 보여주지만, 반면 기술역량은 직무성과에 긍정적인 영향을 주지 않는 것을 알 수 있다. 각 독립변수의 회귀계수에 대한 통계량을 살펴보면, 지식역량(t=6.895, p<0.01), 태도역량(t=5.188, p<0.01)이 각각 직무성과에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 그러나 기술역량은 직무성과에 유의미한 값을 가지지 않게 나타났으며, 이는 기술역량이 반드시 직무성과에 영향을 주는 것이 아니라는 점을 반영한다. 특히 개인역량 중에서 지식역량과 태도역량이 직무성과에 미치는 영향이 상당한 것을 알 수 있는데, 각각 영향력을 나타내는 베타 값이 0.367, 그리고 0.276인 것을 알 수 있다. 반면, 태도역량은 0.74로 낮게 나타났다.

라. 가설 4의 검정

④ 연구모형

$\[ {\widehat{y}}_i={\beta }_0+\beta x+\epsilon \]$

단, $$ {\widehat{y}}_i$$ : 직무성과 χ : 직무만족
β : 모수(회귀계수) β₀ : y절편
ε : 오차항

매개변수인 선박수리업 종사자의 직무만족 요인분석에 의한 요인점수와 종속변수인 직무성과의 요인점수를 입력하는 방법을 이용한 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 <Table 10>과 같다. 회귀모형의 결정계수는 0.138이므로 독립변수들의 종속변수에 대한 설명력은 13.8%임을 알 수 있고, F값은 44.641이다. 유의확률이 0.000이므로 선박수리업 종사자의 직무만족이 직무성과에 유의한 영향을 미치고 있으므로 가설 4는 채택되었다.

<Table 10>

The result of regression analysis between job satisfaction and job performance

매개변수의 회귀계수에 대한 통계량을 살펴보면, 직무만족(t=6.681, p<0.01)이 직무성과에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 특히 직무만족이 직무성과에 미치는 영향이 상당한 것을 알 수 있는데, 영향력을 나타내는 베타 값이 0.372인 것을 알 수 있다. 즉 직무만족이 높을수록 직무성과가 높아질 가능성이 있음을 시사한다.

가설 5 : 선박수리업 종사자의 직무몰입은 직무성과에 정(+)의 영향을 미칠 것이다. 연구가설 5를 검정하기 위한 다중회귀모형 5는 다음과 같다.

⑤ 연구모형

$\[ {\widehat{y}}_i={\beta }_0+\beta x+\epsilon \]$

단, $$ {\widehat{y}}_i$$ : 직무성과 χ : 직무몰입
β : 모수(회귀계수) β₀ : y절편
ε : 오차항

매개변수인 선박수리업 종사자의 직무몰입 요인분석에 의한 요인점수와 종속변수인 직무성과의 요인점수를 입력하는 방법을 이용한 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 <Table 11>과 같다. 회귀모형의 결정계수는 0.395이므로 독립변수들의 종속변수에 대한 설명력은 39.5%임을 알 수 있고, F값은 181.637이다. 유의확률이 0.000이므로 선박수리업 종사자의 직무몰입이 직무성과에 유의한 영향을 미치고 있으므로 가설 5는 채택되었다.

<Table 11>

The result of regression analysis between job involvement and job performance

매개변수의 회귀계수에 대한 통계량을 살펴보면, 직무몰입(t=13.477, p<0.01)이 직무성과에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 특히 직무몰입이 직무성과에 미치는 영향이 상당한 것을 알 수 있는데, 영향력을 나타내는 베타 값이 0.629인 것을 알 수 있다. 즉 직무몰입이 높을수록 직무성과가 높아질 가능성이 있음을 시사한다.

Ⅴ. 결론 및 제언

References

• Bass, J. E., (1985), The roots of Logo’s educational theory: An analysis, In Logo in the schools edited by Cleborne Maddux, Haworth Press, double issue of Computers in the schools, 2.
• Bolles, R. C., & Moot, S. A., (1972), Derived Motives, Annual Review of Psychology, 23, p51-72. [https://doi.org/10.1146/annurev.ps.23.020172.000411]
• Brockner, J., Grover, S. L., & Blonder, M. D., (1988), Predictors of survivors' job involvement following layoffs: A field study, Journal of Applied Psychology, 73(3), p436-442. [https://doi.org/10.1037//0021-9010.73.3.436]
• Choi, Kyung Jin, (2006), A Study on Effect of Job Characteristics on Job Satisfaction moderated by Individual Competency, Dankook University Graduate school, Master's theses.
• Dubin, R., (1976), Theory building in applied areas, In Dunnette, M. D. (Ed.), Handbook of industrial and organizational psychology, Chicago, Rand McNally College Publishing Company.
• Elloy, D. F., Everett, J. E., & Flynn, W. R., (1995), Multidimensional mapping of the correlates of job involvement, Canadian Journal of Behavioural Science/Revue canadienne des sciences du comportement, 27(1), p79-91. [https://doi.org/10.1037/008-400x.27.1.79]
• Fiedler, F. E., & Billo, M. W., (1973), Correlates of performance in community collage Technical Report, University of Washington.
• French, J. R. P., & Kahn, R. L., (1962), A programmatic approach to studying the industrial environment and mental health, Journal of Social Issues, 18, p1-47. [https://doi.org/10.1111/j.1540-4560.1962.tb00415.x]
• Gong, Tag, (2004), A empirical study on the influences of personal job ability on personal result factor and customer satisfaction : focused on semiconductor industry, Chung-Ang University Graduate school, Master's theses.
• Green, P. C., (1999), Building Robust Competencies: Linking human resource system to organizational strategic, San Francisco, Jossey-Bass, Publishers, p37-55.
• Hamner, W. C., & Tosi, H. L., (1974), Relationship of role conflict and role ambiguity to job involvement measures, Journal of Applied Psychology, 59(4), p497-499. [https://doi.org/10.1037/h0037340]
• Hong, Young Peo, (2007), A Study on the Information Professional's Competencies and Job Satisfaction - Focused on the Human Resources of University Libraries, Hanyang University Graduate school, Master's theses.
• Jackson, J. W., & Marsh, H., (1996), Development and Validation of Scale to Measure Optimal Experience: The Flow Scale, Journal of Sport and Exercise Psychology, 18, p17-35.
• Jang, Hyoli Gang, (2006), A study on job satisfaction and involvement according to the organization culture of outsourcing staff and permanent staff, Kosin University Graduate school, Doctor's theses.
• Jeon, Jeong Yeon, (2010), A Study on the Effect of Family Restaurants` Core and Individual Competency on the Job Satisfaction and Organizational Commitment, Sejong University Graduate school, Doctor's theses.
• Kanungo, R., (1982), Measurement of job and work involvement, Journal of Applied Psychology, 67, p341-349. [https://doi.org/10.1037//0021-9010.67.3.341]
• Kim, Sung Young, (2011), The Effects of Hotel F&B Employee's Organizational Identification on Organizational Citizenship Behavior and Job Performance, Kyunghee University Graduate school, Master's theses.
• Lawler, E. J., (1992), Affective attachments to nested groups: A Choice process theory, American Sociological Review, 57, p327-339. [https://doi.org/10.2307/2096239]
• Lee, Gi Suk, (2010), The Effects of Employees' Personal Competency on Organizational Effectiveness in Small-medium companies, Inha University Graduate school, Master's theses.
• Lee, Sun Hee, Jeon, Ik Ki, Kwak, Jeong Hyeon, (2010), A Study on Factors about Professional Job Identification of Senior Welfare Professional's, The Koran Gerontological Society, p30-2.
• Lee, Un Young, (2012), A Study on Individual Competency and Job Involvement : Focused of Beauty and Tourism Industry Employees, Seokyeng University Graduate school, Master's theses.
• Lee, Hun-Young, (2012), Research Methodology, Chungram.
• Lee, young-Jun, (2002), Understanding the Factor Analysis, Sukjung.
• Locke, E. A., (1976), The nature and causes of job satisfaction, In Marvin Dunnette, Handbook of Industrial and Organizational Psychology, Chicago, Rand McNally, p1279-1349.
• Lodahl, T. M., & Kejner, M., (1965), The Definition and Measurement of Job Involvement, Journal of Applied Psychology, 49, p24-33. [https://doi.org/10.1037/h0021692]
• McCormick, E., & Ilgen, J., (1980), Industrial Psychology, 7th ed, Engle wood Cliffs Prentice-Hall, p303-304.
• Mclagan, P. A., (1997), The next generation, Training & Development, 51(5), p40-47.
• Miller, D., & Friesen, P. H., (1986), Porter's generic strategic and performance: An empirical examination with America data, Part I: testing paper, Organization Studies, 7, p37-55.
• Park, In Soon, (2002), The impact of social welfare organizational culture on social worker's job performance, Chungnam University Graduate school, Master's theses.
• Park, Wan Young, (2002), A Study on the Channels through which the Job Satisfaction Affects the Job Commitment and the Organizational Commitment, Kyunghee University Graduate school, Master's theses.
• Park, Jae-Hee, & Lee, Chae-Eun, (2009), Effect of the Transformational Leadership on Empowerment and Organizational Citizenship Behavior for Hotel Organization, Tourism Research Institute, 3(1), p129-166.
• Porter, L. W., & Lawler, E. E., (1968), Managerial attitudes and performance, Homewood Illinois, Irwin Dorsey. [https://doi.org/10.2307/2391269]
• Rabinowitz, S., & Hall, D. T., (1977), Organizational research on job involvement, Psychological Bulletin, 84(2), p84. [https://doi.org/10.1037//0033-2909.84.2.265]
• Ronan, W. W., Latham, G. P., & Kinne, S. B., (1973), Effects of goal setting and supervision on worker behavior in an industrial situation, Journal of Applied Psychology, 58(3), p302-307. [https://doi.org/10.1037/h0036303]
• Smith, H. C., (1955), Psychology of industrial behavior, New York, McGraw-Hill book Co, p114-115.
• Sparrowe, R. T., Liden, R. C., ㆍWayne, S., & Kraimer, M. L., (2001), Social Networks and the Performance of Individuals and Groups, Academy of Management, 44(2), p316-325. [https://doi.org/10.2307/3069458]
• Spencer, L. M., & Spencer, S. M., (1993), Competence at Work: Model for Superior Performance, New York, Wiley.
• Sun Hee Lee, Ik Ki Jeon, & Jeong Hyeon Kwak, (2010), A Study on Factors about Professional Job Identification of Senior Welfare Professional's, 30(2), The Korean Gerontological society, p585-597.
• Tiffin, J., & McCormick, E. J., (1974), Industrial Psychology, Englewood.
• Vroom, V. H., (1962), Ego-involvement, job satisfaction, and job performance, Personnel Psychology, 15(2), p159-177. [https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1962.tb01858.x]
• Young Ran Shin, Gil Soo Kim, & Kang Hyeok Kim, (2013), A Study on Promoting Growth of Ship Repairing Industry in Busan Region, The Korean Association of Shipping and Logistics, 29(1), p153.