호기심의 정의, 특징, 및 구성요소

William James(1890)가 지식과 학습의 시작점이며 인간 행동을 이끄는 자연스러운 본능 중 하나로 호기심을 강조한 이래로, 호기심은 심리학 분야에서 주기적으로 재조명되는 주제였다(Kashdan et al., 2018; Lievens et al., 2023). 오랫동안 호기심에 대한 분명한 정의가 이루어지지 않았지만, 고전 철학자 및 사상가들은 이를 ‘내적으로 동기화된’ 지식에 대한 열정이라는 비교적 일치된 견해를 보였다(예, 성경의 이브, 판도라의 상자). Freud(1915)도 호기심을 ‘지식에 대한 목마름’으로 표현한 바 있다(Lowenstein, 1994에서 재인용). 따라서 호기심은 탐구 행동을 유발하는 동기적 요소로, 인간의 가장 근본적이고 보편적인 특성 중 하나이며(Berlyne, 1978), 개인이 자신에게 유의미한 흥미와 욕구를 추구하도록 이끄는 내재적 동기로 기능한다(Deci et al., 1975).

한편, 호기심을 이처럼 추동(drive)으로 해석한 초기 연구자들에게 호기심 추구는 하나의 역설로 여겨지기도 하였다. 왜냐하면, 추동에 기반한 설명은 추동(예, 목마름)은 혐오적인 것이기에 추동 감소를 위해 노력하는 것으로 보지만, 사람들은 자발적으로 미스터리나 퍼즐처럼 호기심을 불러일으킬 것 같은 상황을 오히려 추구하는 경향이 있기 때문이다(Lievens et al., 2023).

호기심에 관한 과학적 연구는 Berlyne(1954, 1966)의 연구에서 시작되었다. 그는 호기심을 두 가지 축으로 구분하였는데, 첫 번째는 인식론적(epistemic) 호기심²⁾과 지각적(perceptual) 호기심의 축이다. 인식론적 호기심은 새로운 지식과 정보를 추구하는 것의 선호를 의미하고, 지각적 호기심은 새로운 감각 정보를 추구하는 욕구로 시각적․감각적 탐구를 유발한다. 호기심을 활성화하는 자극 및 행동 측면에서 비교하면, 인식론적 호기심은 복잡한 아이디어와 관련이 있으며 질문을 던지도록 동기를 부여하는 반면, 지각적 호기심은 복잡하거나 모호한 패턴의 자극을 통해 감각적인 측면을 조사하고 분석하는 행동으로 이어진다.

두 번째 축으로, Berlyne(1960)은 호기심을 그 대상에 따라 포괄적(diversive) 호기심과 세부적(specific) 호기심으로 구분하였다. 포괄적 호기심은 폭넓은 범위의 지식이나 주제에 대한 전반적인 욕구로 다양한 원천에서 새롭고 도전적인 것을 찾고자 하는 동기 상태를 의미하며, 지루함에서 벗어나기 위해 지속적으로 자극을 찾는 행위로 이어진다. 반면, 세부적 호기심은 특정 주제에 대한 지식 욕구로 구체적 자극으로부터 유발되는 지식과 경험에 집중한다. 이는 새로운 정보를 얻고 불확실성을 줄이고자 하는 동기로 유발되는데, 특정한 주제나 새로운 이론을 읽는 것과 같은 활동에서 드러난다(Lievens et al., 2023).

초기 Berlyne(1954, 1960, 1966)은 호기심을 특성(trait)이 아닌 일시적인 정서적․동기적 상태(state)로 취급하였으며, 호기심이라는 상태를 유발할 잠재력이 있는 상황적 속성(신기성, 복잡성, 모호성, 불확실성 등)과 같은 유관(collative) 변인들에 초점을 두었다. 이후 유관 변인들을 상황의 속성이라고 보기보다는 개인의 평가(appraisal)로 보는 관점이 우세해졌다. 예를 들어, Silvia(2008)는 Lazarus(1991)의 인지 평가 이론에 근거하여 호기심을 ‘흥미’의 감정(emotion of interest)으로 보며, 이는 개인이 특정 상황을 새롭고, 복잡하거나, 불확실하다고 인지하는 평가와 더불어, 그 상황을 이해할 수 있는 자신의 능력에 대한 평가가 결합될 때 유발된다고 설명하였다. Spielberger와 Starr (1994)는 호기심이 일시적인 상태일 수도 있고, 지속성이 있는 특성일 수도 있으며, 이 둘은 분리된 것이 아니라 상호작용할 수 있는데, 특성 호기심이 높은 사람은 다양한 자극에 상태 호기심을 더 자주, 더 강하게 느낄 가능성이 높다고 보았다. 또한, 앞서 언급된 Kashdan 등(2004)의 호기심에 대한 개념화 역시 호기심이 상태일 수도 있고, 특성일 수도 있음을 시사한다. 호기심은 갑자기 발생하였다가도 초점이 바뀌면 금세 사라져 버리는 측면에서 분명 상태적인 것이다. 예를 들어, 인터넷이나 유튜브에서 유명인의 최근 이혼 사건에 대해 매우 궁금해하면서도 저녁 식사하러 가는 동안 그것을 금방 잊어버린다. 이러한 일시성에도 불구하고, 호기심은 지속하는 동기적 힘이 될 수도 있다.

이러한 초기 접근들은 호기심을 새로운 경험에 흥미를 느끼거나 새로운 정보를 추구하는 등 본질적인 즐거움으로 이끄는 긍정적인 정서 경험으로만 본다는 한계가 있었다. 이에, Loewenstein(1994)은 개인이 현재 알고 있는 것과 알고자 하는 것 간의 격차에서 오는 결핍으로 인해, 호기심은 부적 정서와 함께 나타날 수도 있다고 제안하며 이를 정보 격차(information gap) 이론으로 설명하였다. 이를 기반으로, Litman(2008)은 인식론적 호기심의‘I-D(Interest-Deprivation) 모델’을 제시하면서 호기심이 새로운 정보를 얻는 즐거움의 긍정적 정서 경험을 추구하는 동기와 지식의 결핍에서 오는 부정적 정서가 동반된 불쾌한 경험을 줄이려는 동기 모두에서 나타날 수 있다고 하였다. 호기심은 새로운 정보, 깨달음, 발견에서 오는 흥분과 즐거움의 정서(I-type)에 의해 촉발될 수 있을 뿐만 아니라, 지식 결핍 상태에서 오는 불쾌한 느낌을 줄이려는 동기(D-type)로도 작동할 수 있다는 것이다(Litman, 2008; Litman & Mussel, 2013). 다시 말해, I-type 호기심은 개인이 재미있거나 새로운 것을 배울 수 있을 때 나타나는 반면, D-type 호기심은 자신이 이해하지 못한 부분이 있음을 인지하고, 이해를 위해 필요한 정보를 얻으려는 동기로 활성화된다. 또한, I-type 호기심은 새로운 정보가 익숙하지 않아도 즐기는 태도를 갖지만, D-type 호기심은 결핍된 것이 해결될 때까지(원하는 특정 정보를 얻을 때까지) 불편감이 점점 커질 수 있다(Litman, 2008).

한편, 변화하는 사회 환경에서 적절히 기능하기 위해서는 주위 사람들에 대한 정보가 필요한 것과 관련하여 타인들의 생각, 감정, 행동에 대해 관심을 갖는 사회적 호기심(social curiosity) 개념도 있다(Renner, 2006). Dunbar (2004)는 개인적 및 사회적 주제에 대한 폭넓은 대화를 의미하는 가십이 인간의 사회적 관계, 더 나아가 사회 자체의 핵심이라고 보았다. 사회적 정보의 교환이 문화 학습(cultural learning)에 필수적이며(Baumeister et al., 2004), 다른 사람들이 어떻게 행동하고, 생각하며, 느끼는지에 대한 관심은 인간관계의 기본적인 전제 조건인 것이다.³⁾ 또한, 사회적 호기심은 두 가지로 구분되는데, 하나는 다른 사람들의 습관, 감정, 생각 등에 대한 호기심을 나타내는 명시적(overt) 사회적 호기심이며, 다른 하나는 대화를 엿듣거나 사람들의 행동을 슬쩍 관찰하는 등 은밀한 탐색을 통해 정보를 획득하려는 은밀한(covert) 사회적 호기심이다(Kashdan et al., 2018; Renner, 2006).

이처럼 호기심을 정의하는 다양한 관점 때문인지, 호기심은 특정 구성개념의 하위차원으로 측정⁴⁾되거나 전혀 다른 구성개념으로 명명되는 징글-쟁글 오류(jingle-jangle fallacies)가 나타나기도 하였다(Lievens et al., 2023; Wagstaff et al., 2021). 예를 들어, Mussel(2010)은 인식론적 호기심이 의미상 유사한 세 변인인 인지 욕구(need for cognition), 일상적 지적 열의(typical intellectual engagement)⁵⁾, 아이디어에 대한 개방성(openness for ideas)과 변별 타당도가 있는지를 두 표본으로 조사하였는데, .60에 이르는 높은 상관을 보여 변별 타당도가 확인되지 않았다. 이에 대해, Mussel(2013)은 호기심의 개념적 의미를 더 잘 이해하기 위해 호기심을 관련 인지적․비인지적 구성개념들과 비교하는 것이 효과적일 것으로 보고, 인식론적 호기심과 유의한 관계를 보이는 다른 구성개념과의 관계를 개념적 네트워크(nomological network) 분석을 통해 검토하였다. 주요한 결과로, 호기심은 학습 목표 지향성, 인지 욕구, 일상적 지적 열의와 비교적 높은 상관관계(.46 ~ .75)가 나타났다. Big Five 성격 중 경험에 대한 개방성과 가장 밀접한 관련이 나타났으며, 특히 아이디어 개방성 단면(facet)과 매우 강한 연관성을 보였다. 성실성과 외향성과는 중간 수준, 우호성과 정서적 안정성(신경증)과는 낮음에서 중간 수준의 상관관계가 나타났다. 또한, 내재적 학습 동기와 밀접한 관련이 있으며, 탐구형(investigative) 직업 흥미와도 중간 정도의 상관관계를 보였다. 한편, 인식론적 호기심은 감각 추구(sensation seeking)와는 거의 관련이 없었는데, 이 두 구성개념 모두 새로운 자극에 대한 접근 지향적 성향을 공유하기는 하지만, 감각 추구는 지식과 정보를 추구하는 인식론적 호기심보다는 감각 정보를 추구하는 지각적 호기심과 더 관련성이 있다. 한편, 호기심은 분노, 우울, 불안과는 관련성이 거의 없는 것으로 나타나며, 특히 불안은 호기심과 전혀 관련이 없거나 오히려 약한 부적 상관관계를 보였다(Mussel, 2013).

지금까지 살펴보았듯이, 호기심의 정의는 이것을 상태 또는 특성으로 보느냐 및 정의에 어떤 요소를 포함하느냐에 따라 달라질 수 있다. 따라서, 호기심의 정의는 연구가 수행된 시기와 연구자 집단의 관점에 따라 다를 수 있으며, 그에 따라 개념적 범위도 이질적이다. 본 연구에서는 호기심을 특성으로 간주하였으며, 복수의 요소(차원)로 구성된 복합적인 구성개념으로 보았다.

호기심 척도

선술한 바와 같이 호기심에 대한 정의는 연구자들의 관점에 따라 다양하게 제시되어 왔다. 이러한 개념적 차이에도 불구하고 개인의 호기심을 측정하려는 시도가 이어져 왔으며, 그 결과 다양한 측정도구가 개발되었다(Lievens et al., 2023; Wagstaff et al., 2021). 대표적인 척도들을 살펴보면 다음과 같다. 먼저 Spielberger와 Starr(1994)는 State-Trait Curiosity Inventory (STCI)를 개발하여, 호기심이 상태인 동시에 특성(trait)이 될 수 있음을 보여주는 호기심의 상태-특성(또는 특질) 이론으로 통합하기도 하였다. 인식론적 호기심을 측정하는 대표적인 척도로는 Litman과 Spielberger(2003)의 인식론적 호기심 척도(Epistemic Curiosity Inventory)가 있다. 이것은 호기심의 대상에 따라 구체적인 질문이나 문제에 대한 답을 얻으려는 욕구를 측정하는 세부적(specific) EC와 단조로움을 피하고 새로운 자극을 추구하려는 포괄적(diversive) EC의 두 차원으로 구성된다. 지각적 호기심을 측정하는 척도로는 Collins 등(2004)의 지각적 호기심 척도(Perceptual Curiosity Scale)가 있는데, 이것은, 장소, 소리, 촉감, 냄새 등 새로운 지각적 자극에의 관심 및 탐색하려는 동기의 정도를 측정한다. 이 척도 역시 특정한 자극이나 정보를 추구하는 세부적 PC와 다양한 자극을 탐색하려는 포괄적 PC의 두 하위차원으로 구성된다.

한편, Litman과 Jimerson(2004)은 지식의 결핍에서 오는 부정적인 정서가 동반된 불쾌한 경험을 줄이려는 동기로서 호기심을 측정하는 CFD(Curiosity as a Feeling of Deprivation) 척도를 개발하였다. CFD 척도는 1) 정보에 접근할 수 없거나 충분하지 않을 때 느끼는 불편감(intolerance), 2) 유능함(competent)을 느끼려는 욕구, 3) 문제해결에 대한 긴박감(urgency)이라는 세 하위요인으로 구성되어 있다. 이후 Litman(2008)은 인식론적 호기심 척도(ECI)와 CFD가 서로 구별되는 두 요인임을 경험적으로 검증하였으며, 이를 종합하여 인식론적 호기심의 I-D type 척도를 제시하였다.

기존의 지각적 경험이나 지식 추구의 단면에서 호기심을 측정하는 것에서 벗어나, Renner(2006)는 새로운 정보를 추구하는 호기심의 대상을 사회적 장면의 타인에 두고 타인의 생각, 감정, 행동에의 관심을 측정하는 사회적 호기심 척도를 개발하였다. 앞서 언급했듯이, 이 척도는 일반적(또는 명시적, overt) 사회적 호기심과 은밀한(covert) 사회적 호기심의 두 하위차원으로 구성된다.

Kashdan 등(2004)은 일부 기존 척도들은 호기심이라는 구성개념 자체보다 호기심으로 인해 느껴지는 흥분이나 활기와 같은 심리적 상태를 측정하고 있다고 지적하였다. 이러한 심리 상태는 비단 호기심뿐만 아니라 다른 긍정적인 경험들로도 발생할 수 있으므로 호기심의 고유한 상태를 측정하는 것은 아닐 수 있다는 것이다. 또한, 호기심의 대상을 중심으로 측정하는 경우 호기심의 폭넓은 범위를 다루지 못하는 문제가 있다고 지적하였다. 따라서 이러한 문제를 극복하기 위해 일반적(global) 영역을 포함하면서 특정 분야에 국한된 문제는 피하는 문항들로 구성된 호기심과 탐구 척도(Curiosity and Exploration Inventory, CEI)를 개발하였다. 이 척도는 새로운 정보와 경험을 적극적으로 추구하는 성향의 탐구 차원과 흥미로운 활동에 몰두하는 경향의 몰입(absorption) 차원으로 구성된다. 이후 Kashdan은 CEI의 단순한 구조 이상으로 호기심의 다양한 세부 측면들을 더 체계적으로 측정하려는 시도로 5-차원 호기심 척도(5-Dimensional Curiosity Scale, 5DC; Kashdan et al., 2018)를 개발하였다. 여기서 다섯 차원은 유희적 탐구(Joyous Exploration), 결핍 민감성(Deprivation Sensitivity), 스트레스 감내(Stress Tolerance), 자극 추구(Thrill Seeking), 및 사회적 호기심(Social Curiosity)이다. 본 연구의 대상이 된 M-WCS는 이 척도에 기반하여 직장 맥락에서의 호기심을 측정하려는 확장된 시도라고 할 수 있다.

한편, Mussel 등(2012)도 인식론적 호기심에 기반을 두면서 직장 맥락으로 호기심의 범위를 좁히고자 하였다. 즉, 호기심의 특성 중 조직 및 업무와 관련하여 정보를 탐색하고 지식을 습득하며, 학습, 숙고, 문제해결을 위한 탐구 행동에 초점을 두는 업무 관련 호기심 척도(Work Related Curiosity Scale)를 개발하였다.

호기심 척도와 관련하여 국내연구는 매우 드문 편이나, 심미영 등(2013)은 Kashdan 등(2004)의 CEI를 한국어로 번안하고 심리측정적 속성을 검토한 바 있다. 변미경과 송원영(2024)은 병적이고 기괴한 죽음, 폭력, 파괴 등과 같은 주제에 대한 호기심을 측정하기 위해 개발된 병적 호기심 척도(Morbid Curiosity Scale; Scrivner et al., 2021)를 번안 및 타당화하였다. 한국 성인을 대상으로 조사한 결과, 이 척도는 범죄자의 심리에 대한 호기심, 초자연적 위험에 대한 호기심, 신체 침해에 대한 호기심, 대인 폭력에 대한 호기심, 및 주술과 관련된 호기심의 다섯 차원으로 구성되는 것으로 나타났다.

다차원 업무 호기심 척도(M-WCS)

Kashdan은 업무 호기심을 측정하기 위한 도구를 개발하고자 한 대표적인 연구자이다. 그는 Mussel 등(2012)의 업무 관련 호기심 척도를 확장하고, 자신의 5-차원 호기심 척도를 변형하면서, 직장 맥락에 적합한 호기심 척도를 개발하고자 하였다. 그는 기존의 일반 호기심 척도들이 너무 일반적이고 구체적인 맥락을 고려하지 않는다고 보고, 가장 역동적이고 요구가 많은 맥락인 직장에서의 호기심을 측정하는 척도를 개발하고자 하였다.⁶⁾ 또한, Kashdan과 Goodman 등(2020)은 앞서 개관한 호기심의 다양한 요소를 고려하여 호기심을 개인차를 드러내는 다차원적 특성으로 개념화하고자 하였으며, 이를 위해 일련의 도구 개발 연구를 수행하였다. 먼저, 문헌 검토 및 일련의 연구(Kashdan et al., 2004, Kashdan et al., 2018)를 통해 초기 문항 풀(pool)을 생성하여, 미국(N = 1,067)과 독일(N = 1,040) 표본을 대상으로 4-요인 15문항을 확인하였다. 이어, 추가로 미국(N = 500; Amazon MTurk)과 독일(N = 300; Clickworker) 직장인을 대상으로 직무 만족, 직무 몰입, 창의성, 잡크래프팅 등 업무 관련 결과들과의 관련성을 분석하여, 이론적 일관성 및 안면 타당도를 고려한 최종 16문항 M-WCS를 확정하였다(Kashdan, Goodman et al., 2020).

Kashdan과 동료들은 M-WCS에 다음의 관점을 반영하고자 하였다. 첫째, 새로운 정보와 경험에 대한 이끌림을 나타내는 I-type 호기심과 정보 격차를 해소하려는 내재적 욕구인 D-type 호기심이 구별되어야 한다(Litman, 2008; Loewenstein, 1994). 이를 반영하여 유희적 탐구, 결핍 민감성의 차원을 구분하였다. 둘째, 구성원이 호기심을 경험할 때 새로움의 가능성이 있다고 인지하고 자신이 그것을 수용하고 대처할 수 있는 능력이 있다고 믿어야 한다(Silvia, 2008). 이를 스트레스 감내 차원으로 구분하였다. 셋째, 조직에서는 다른 사람의 관점이나 생각을 아는 것이 특히 중요한데, 호기심 수준이 높은 구성원은 타인의 관점을 파악하고 다양한 아이디어에 대해 개방적인 특징이 있다(Renner, 2006). 이러한 관점을 반영하여 타인 아이디어 개방성(Openness to People’s Idea) 차원을 포함하였다. 네 차원을 요약하면, 유희적 탐구는 새로움을 추구하는 본질적인 내적 동기이고, 결핍 민감성은 지식이나 정보의 격차가 주는 긴장감을 해소하려는 동기이며, 스트레스 감내는 새롭지만 불확실하고 복잡한 상황에 지속적으로 대처하려는 동기를 나타내며, 타인 아이디어 개방성은 다른 사람의 생각이나 의견에 흥미를 느끼고 궁금해하면서 알고자 하는 측면을 의미한다.

최근 Kashdan 등(2025)은 비교문화적 관점에서 M-WCS의 일반화 가능성을 확인하기 위해 한 다국적 기업의 23개국 구성원들을 대상으로 설문조사를 실시하고, 충분한 표본 크기(N > 250)를 확보한 아홉 개 국가(독일, 미국, 중국, 프랑스, 인도, 이탈리아, 대만, 브라질, 멕시코)의 응답 자료를 이용해 확인적 요인분석을 실시하였다. 다양한 국가와 언어로도 M-WCS의 안정성을 확인하였고, 척도의 효율적인 활용을 위해 차원별 한 문항씩을 제외한 총 12문항 단축 버전의 활용을 제안하였다. 16문항 원척도 및 단축 버전에서 제외되는 문항(*)을 표 1에 제시하였다(한국어 버전 문항은 표 6 참조).

연구 목적: M-WCS의 한국 표본 대상 타당도 연구

한국 표본을 대상으로 한 M-WCS의 타당도 연구를 위하여 다음과 같이 구성 타당도와 준거 관련 타당도를 확인하고자 하였다. 먼저 4-요인으로 구성된 M-WCS의 요인구조를 확인적 요인분석을 통해 살펴봄으로써 구성 타당도를 확인하고자 하였다. 이어서 개념적으로 밀접하게 연관된 변인들과의 관계를 확인하여 또 다른 구성 타당도 확인 방법인 수렴 타당도를 확인하고, 마지막으로 잡크래프팅과 발언 행동과의 관계를 분석하여 준거 관련 타당도를 확인하고자 하였다. 먼저, 수렴 타당도 확인을 위해 업무 호기심 관련 선행연구(Mussel, 2013; Kashdan, Goodman et al., 2020)를 바탕으로 다음 네 가지 변인과의 관계를 확인하였다.

첫째, 경험에 대한 개방성은 Big Five 성격 중 호기심과 가장 밀접한 관련이 있는 특성으로, 새로운 자극과 정보에 대한 수용성 및 탐색적 태도를 포함한다. Berlyne(1960) 이후의 호기심 연구에서 호기심은 본질적으로 인지적 개방성과 연결되며, Mussel(2013) 또한 개념적 네트워크(nomological network) 분석을 통해 호기심과 개방성 간 높은 상관을 보고하였다. 따라서 호기심과 경험에 대한 개방성 두 변인 간 높은 정적 상관이 나타날 것으로 예측할 수 있다.

둘째, 주도적 성격은 개인이 환경에 능동적으로 영향력을 행사하고 변화를 추구하려는 성향을 의미한다(Bateman & Crant, 1993). 호기심의 유희적 탐구나 스트레스 감내 차원은 새로운 기회나 정보를 주체적으로 탐색하는 특성을 의미하므로, 호기심과 주도적 성격은 동기와 행동 차원 모두에서 의미적인 연관성이 높다(Kashdan & Silvia, 2009; Mussel, 2013).

셋째, 문제해결 숙고(problem-solving pondering)는 업무 상황에서 발생하는 문제에 대해 정서적 소진 없이 분석적으로 접근하는 사고 경향을 나타내며(Cropley et al., 2012), 이는 호기심의 지적 몰입 및 지속적 탐구의 특성과 유사하다. Kashdan 등(2012)은 업무 관련 반추 행동(Cropley et al., 2012)의 세 차원인 정서적 반추(affective rumination), 문제해결 숙고(problem-solving pondering), 분리(detachment) 중 적극적 형태의 반추라 할 수 있는 문제해결 숙고가 호기심의 유희적 탐구 차원과 정적으로 관련되는 것을 확인하였다. 이러한 적극적 반추와 호기심의 관계가 한국 맥락에서도 유지되는지 확인하고자 하였다.

넷째, 탈진(burnout)은 반복되는 직무 스트레스로 인한 정서적 고갈 상태를 의미하며(Schaufeli et al., 1996), 호기심의 스트레스 감내 차원은 불확실성과 모호함을 견디며 새로운 상황에 적극적으로 대처하고 적응하는 데 기여하므로, 탈진과는 개념적으로 반대에 위치한다. 이는 탈진이 호기심과는 대조적인 정서 상태를 반영함과 동시에 개인의 스트레스 대처 및 몰입과 밀접하게 연관된 구성개념으로 볼 수 있으며(Mussel, 2013). 호기심과 탈진 간의 강한 부적 관계를 보인 연구들이 있다(Kashdan, Disabato et al., 2020; Kashdan, Goodman et al., 2020). 따라서 본 연구에서는 한국 직장인을 대상으로도 이전 연구에서 보여준 바와 같이, 경험에 대한 개방성, 주도적 성격, 문제해결 숙고와 같은 개념들과의 정적 상관 및 탈진과의 부적 상관이 나타나는지 확인하여 척도의 수렴적 구성 타당도를 확인하고자 하였다.

다음으로, 준거 관련 타당도 확인을 위해 잡크래프팅 및 발언 행동과의 관계를 살펴보고자 하였다. 호기심은 정보에 집중하게 하는 인지적 개방성과 내재적 탐색 동기를 포함하고 있어, 호기심 수준이 높은 구성원은 직무에 대한 지속적 관심, 몰입 및 열정이 높다는 점에서 행동적 결과로 이어질 가능성이 제기되어 왔다(Chang & Shih, 2019). 특히 호기심은 내면적 상태에 머무는 것이 아니라, 직무 환경에 대한 적극적 개입과 변화를 유도하는 행동으로 이어질 수 있다는 점에서 잡크래프팅과 발언 행동을 중요한 준거변인으로 볼 수 있다. 즉, 호기심은 불확실성과 불편한 문제 상황에 직면할 때 이를 긍정적으로 해석하여 성장과 기회로 보고 스스로 환경을 조정하고자 하는 동기를 활성화시키며(Kashdan, 2004), 이는 결과적으로 잡크래프팅 및 발언 행동으로 이어질 가능성이 크다(Kashdan et al., 2023; Kashdan, Goodman et al., 2020).

잡크래프팅은 하향식 직무 설계와 달리, 구성원이 스스로 자신의 직무 내용, 방식, 관계, 인지를 능동적으로 재구성하는 상향식(bottom-up) 직무 재설계로 정의되며, 이를 통해 구성원은 직무 관련 결과를 변화시키는 것과 동시에 자기 직무의 의미와 정체성을 변화시킬 수 있다(Wrzesniewski & Dutton, 2001). 잡크래프팅은 과업, 인지, 관계 크래프팅의 세 가지 유형을 구분한다. 과업 크래프팅(task crafting)은 스스로 과업의 범위나 일하는 방식에 변화를 주는 것을 말하고, 인지 크래프팅(cognitive crafting)은 일의 의미와 중요성을 평가하여 업무의 목적과 우선순위 등을 인지적으로 재구성하는 것이다. 관계 크래프팅(relational crafting)은 직무와 관련된 대인 상호작용의 양과 질을 변화시키는 것을 의미한다. 이러한 잡크래프팅은 직무에 대한 통제감, 긍정적 자기 이미지 구축, 의미 있는 사회적 관계 형성 등의 직무 태도나 내재적 동기와 더불어 호기심과 같은 특성에 의해 촉진될 수 있다(Lievens et al., 2023; Wrzesniewski & Dutton, 2001). Kashdan과 Goodman 등(2020)은 업무 호기심 수준이 높은 구성원일수록 잡크래프팅(job crafting)을 더 많이 한다는 것을 보여주었다. 특히 잡크래프팅의 각 하위유형은 호기심의 하위요인들과 개념적으로 차별화된 관련성을 나타낼 것으로 예측된다. 유희적 탐구와 결핍 민감성은 새로운 과업 시도 및 문제해결 추구 성향을 바탕으로 과업 크래프팅과, 스트레스 감내는 의미 재구성과 관련된 인지 크래프팅과, 타인 아이디어 개방성은 대인관계의 재구성을 반영하는 관계 크래프팅과 더 밀접한 관련성이 나타날 수 있다.

발언 행동은 조직 내 구성원이 공식적 역할 범위를 넘어, 조직에 긍정적 영향을 미칠 수 있는 제안, 우려, 개선 아이디어를 자발적으로 표현하는 행동으로 정의된다(Lebel et al., 2011). 발언 행동은 조직의 성장을 위해 새로운 기회를 제안하는 데 초점을 두는 향상(promotive)/제안 초점(suggestion-focused) 차원과 잠재적으로 부정적인 영향을 미칠 수 있는 문제나 위험 요소를 파악하고 이를 해결하고자 의견을 제시하는 예방(prohibitive)/문제 초점(problem-focused) 차원으로 구분된다(Starzyk et al., 2018). 호기심 수준이 높은 구성원은 특히 향상/제안 초점 차원의 발언 행동에서 더 두드러진 모습이 나타난다(Kashdan et al., 2023). 이에 기반하여 호기심이 제안 초점 발언 행동에 미치는 영향을 확인하고자 하였다.

연구대상 및 절차

본 연구는 자발적인 가입 의사가 있는 응답자 패널(Invitation Based Panel, IBP)을 보유한 온라인 조사업체를 통해 수집한 두 개의 서로 다른 표본 자료를 분석하였다. 두 표본의 참가자에게 연구 주제를 ‘직장인의 특성에 따른 조직 생활 조사’로 제시하고, 자기 보고식 설문에 응답하게 하였다.

표본 1(N = 398)은 한 시점에 실시한 설문조사를 통해 수집된 자료로, 미국과 독일 표본을 대상으로 개발한 M-WCS의 4-요인구조가 한국 직장인 집단에서도 일관되는지 확인하기 위해 확인적 요인분석에 활용되었다. 표본 1의 인구통계적 특성을 보면, 남성 205명(51.5%), 여성 193명(48.5%)이 참여하였고, 평균 연령은 43.24세(SD = 10.64)였다. 연령 분포는 20대 54명(13.6%), 30대 101명(54.4%), 40대 127명(31.9%), 50대 이상 116명(29.1%), 교육 수준은 고등학교․초대졸 70명(17.6%), 대졸 219명(55.0%), 대학원 이상 109명(27.4%)이었으며, 평균 경력은 14.88년(SD = 9.65)이었다. 산업군은 교육업 213명(53.5%)이 가장 많은 비중을 차지하였고, 제조․화학 44명(11.1%), 서비스업 42명(10.6%), 건설업 26명(6.5%), IT․웹․통신 23명(5.8%), 의료․제약 20명(5.0%), 유통․무역 15명(3.8%) 등 다양한 산업군 종사자가 포함되었다.

표본 2(N = 320)는 추가적인 확인적 요인분석을 통해 M-WCS의 요인구조가 일관되게 나타나는지 재확인하고, 나아가 관련 변인과의 관련성 분석을 통해 구성 타당도 및 준거 관련 타당도 확인에 활용되었다. 동일 방법 편향(common method bias)을 방지하기 위해 Podsakoff 등(2012)의 제안에 따라 조사 시점을 분리하여 일주일의 간격으로 두 번의 설문을 통해 수집한 자료를 활용하였다. 1차 조사(T1)에서 인구통계적 정보와 더불어 M-WCS, 경험에 대한 개방성, 주도적 성격, 문제해결 숙고, 탈진 척도에 응답하게 하였고, 일주일 후 2차 조사(T2)에서 준거변인에 해당하는 잡크래프팅 및 발언 행동 척도에 응답하게 하였다. 이때, 자기 보고식 응답에서 나타날 수 있는 문항 순서 효과를 완화하기 위해 1차 및 2차 조사 모두 문항 순서를 달리한 두 가지 버전의 설문지를 사용하였다. 1차 조사에 총 355명이 모집되었고, 1차와 2차에 모두 응답한 320명의 데이터를 분석에 사용하였으며, 35명의 결측값은 조사 응답 과정에서 무작위로 발생한 것을 확인하였다. 표본 2의 인구통계적 특성을 보면, 남성 131명(40.9%,), 여성 189명(59.1%)이었으며, 평균 연령은 35.33세(SD = 8.77)였다. 연령 분포는 20대 111명(34.7%), 30대 113명(35.6%), 40대 69명(21.6%), 50대 이상 27명(8.4%), 교육 수준은 고등학교․초대졸 39명(11.9%), 대졸 237명(74.1%), 대학원 이상 45명(14.1%)이었으며, 직급은 사원․대리급 208명(65.0%), 과장급 61명(19.1%), 차․부장급 42명(13.1%), 임원 이상 9명(2.8%)이었다. 직군은 연구․개발 42명(13.1%), 영업․기획․마케팅 36명(11.3%), 경영관리․전략․기획 112명(35.0%), 상품개발․디자인 18명(5.6%), 고객 서비스․판매 52명(16.3%), 교육 서비스 60명(18.8%) 등으로 나타났다.

두 표본을 비교하면, 표본 1이 표본 2보다 높은 연령 분포가 나타나(표본 1: M = 43.24세, 표본 2: M = 35.33세) 표본 간 차이가 나타났다. 그러나 전체 표본(N = 718)을 기준으로 보면, 20대부터 50대 이상까지 연령대가 고루 포함되었고, 두 표본에 걸쳐 다양한 산업군과 직군이 포함되어, 다양한 직장인의 특성을 반영하는 표본으로 볼 수 있다.

측정 도구

분석방법

한국 직장인을 대상으로 다차원 업무 호기심 척도(M-WCS)의 요인구조를 확인하기 위해 확인적 요인분석(CFA)을 실시하였다. 확인적 요인분석은 척도를 구성하는 요인의 개수뿐만 아니라 각 문항이 이론적 근거를 바탕으로 의도한 구성개념의 관찰 변인으로 묶이는지 확인하기 위해, 경험적 자료가 지정된 모형과 잘 부합하는지를 분석하는 것이다(DeVellis & Thorpe, 2021). M-WCS의 개발 및 타당도 연구에서는 미국과 독일의 대규모 표본을 사용하여 요인구조 및 구성개념 타당도를 확인한 바 있으며, 최근 미국을 포함함 아홉 개 국가의 자료를 분석하여 다양한 언어와 문화에도 일반화할 수 있다는 증거를 제시하였다(Kashdan et al., 2025). 따라서 본 연구에서는 한국 직장인 표본으로부터 얻은 두 개의 자료를 활용하여 두 번의 확인적 요인분석을 시행하여, 요인구조를 재확인하였다. 분석에는 AMOS 23을 사용하였다.

다음으로, M-WCS의 수렴 타당도를 확인하고자 경험에 대한 개방성, 주도적 성격, 문제해결 숙고, 탈진과의 상관관계를 분석하였다. 나아가 앞서 언급된 통제 변인인 조직 지원 인식 및 업무 과부하와 더불어 경험에 대한 개방성, 주도적 성격이 두 준거에 미치는 영향을 통제하고도 호기심이 잡크래프팅과 발언 행동에 추가적인 설명력을 갖는지를 보는 위계적 회귀분석을 실시하여 준거 관련 증분 타당도를 확인하였다. 단, 호기심 총점은 네 차원의 평균으로 구성되므로, 총점과 각 차원점수를 동시에 투입하는 경우 다중공선성이 발생할 수 있다. 이에 본 연구에서는 다중공선성 문제를 피하고 각 차원의 고유한 설명력을 명확히 파악하고자, 이들을 각각의 회귀모형으로 설정하고 독립적으로 분석하였다. 첫 번째 모형에서는 호기심 총점을, 두 번째 모형에서 네 하위요인을 한 번에 종속변수로 투입하였다. 측정된 변인들의 기술 통계, 상관분석, 신뢰도 분석 및 위계적 회귀분석은 SPSS 22.0을 활용하였다.

구성 타당도: 확인적 요인분석

한국어 버전 M-WCS의 요인구조가 원척도와 일관되게 나타나는지 보기 위해 확인적 요인분석을 하였다. 먼저 표본 1을 활용하여 M-WCS 원척도(16문항)에 대해 4-요인 모형을 연구모형으로 설정하고, 연구모형의 요인구조 적합성을 확인하기 위해 경쟁모형을 설정하였다. 이때 Kashdan 등(2025)이 응답 부담 감소와 효율성을 고려하여 향후 연구에서 사용할 것을 제안한 단축 버전(12문항)의 요인구조도 함께 비교하였다.

구체적으로, 16문항 1-요인 모형을 경쟁모형 1로, 호기심의 I-D type에 해당하는 유희적 탐구와 결핍 민감성을 하나의 요인으로, 스트레스 감내와 타인 아이디어 개방성을 또 하나의 요인으로 하는 2-요인 모형을 경쟁모형 2로, 경쟁모형 2에서 스트레스 감내와 타인 아이디어 개방성을 별개로 설정한 3-요인 모형을 경쟁모형 3으로 설정하여 각 모형의 요인구조의 적합성을 비교 분석하였다. 또한, 12문항 단축 버전에 대하여 이를 반복하고, 원척도와 단축 버전의 적합성을 최종 비교 분석하였다.

표본 1의 확인적 요인분석 결과를 표 2와 표 3에 제시하였다. 원척도와 단축 버전 척도 모두 적합도의 우수성 측면에서 4-요인 연구모형, 경쟁모형 3, 경쟁모형 2, 경쟁모형 1의 순으로 나타났으며, 이는 Kashdan과 Goodman 등(2020)의 결과와 동일하다. 즉, 16문항 경쟁모형 1과의 카이제곱 차이 검증 결과, 4-요인 연구모형(∆χ² = 426.62, ∆df = 98, p < .001)이 2-요인 경쟁모형 2(∆χ² = 64.94, p = 103, p < .001), 3-요인 경쟁모형 3(∆χ² = 284.53, p = 98, p < .001)과 비교하여 더 우수한 모형임을 확인할 수 있었다(Hu & Bentler, 1999). 표본 1의 연구모형은 전반적으로 수용 가능한 적합도를 나타내는 것으로 판단할 수 있으며(CFI = .919, TLI = .901, SRMR = .052, RMSEA = .078), 이는 M-WCS의 한국어 버전 16문항 원척도 역시 네 개 요인으로 구성되며, 4-요인구조일 때 적합도가 가장 우수한 것으로 이해할 수 있다. 또한, 표 3에서 보듯이 단축 버전 역시 4-요인 연구모형의 적합도가 가장 우수하게 나타났으며(∆χ² = 301.48, p = 48, p < .001), 4-요인 모형의 적합도 지수를 비교하였을 때, 16문항 원척도보다 12문항 단축 버전의 적합도 지표가 약간 더 우수하게 나타났다(CFI = .949, TLI = .930, SRMR = .048, RMSEA = .070). 이처럼 한국 직장인을 대상으로 하여도 M-WCS의 4-요인구조가 나타나는 것을 확인하였고, 단축 버전 활용을 제안한 최근 연구(Kashdan et al., 2025)와 일관된 결과가 나타난 것을 확인하였다.

한국어 버전 M-WCS의 구성 타당도(요인구조)를 재확인하기 위해 표본 2를 활용하여 동일한 순서로 다시 확인적 요인분석을 하였다. 분석 결과, 표본 1과 마찬가지로 4-요인구조의 적합도가 경쟁모형 대비 우수하였고, 단축 버전의 4-요인 모형의 적합도가 가장 우수하게 나타났다. 표본 2의 확인적 요인분석 결과를 표 4와 표 5에 제시하였고, 표본 1과 표본 2에서의 각 문항의 요인 부하량을 표 6에 제시하였다.

구성 타당도: 수렴 타당도

확인적 요인분석 결과 적합도가 가장 우수하게 나타난 12문항 단축 버전을 기준으로 M-WCS의 수렴 타당도를 검증하고자 하였다. 이를 위해 호기심과 관련성이 있는 것으로 알려진 경험에 대한 개방성(Kashdan, Goodman et al., 2020; Mussel, 2013), 주도적 성격(Mussel, 2013), 문제해결 숙고(Kashdan et al., 2012) 및 탈진의 세 요인과 호기심 간 상관관계를 분석하였다.

표 7에 제시된 바와 같이, 호기심(M-WCS 전체 평균)은 주도적 성격(r = .69, p < .01), 경험에 대한 개방성(r = .46, p < .01), 문제해결 숙고(r = .44, p < .01)와 높은 정적 상관이 나타났다. 요인별로 보면, 유희적 탐구는 주도적 성격(r = .68, p < .01), 경험에 대한 개방성(r = .50, p < .01), 문제해결 숙고(r = .43, p < .01)와 전체 호기심 점수와 유사한 수준의 높은 정적 상관이 나타났다. 결핍 민감성도 주도적 성격(r = .48, p < .01), 경험에 대한 개방성(r = .34, p < .01), 문제해결 숙고(r = .36, p < .01)와 유의한 정적 상관이 있었다. 스트레스 감내 역시 주도적 성격(r = .54, p < .01), 경험에 대한 개방성(r = .33, p < .01), 문제해결 숙고(r = .29, p < .01)와 정적 상관이 나타났으며, 마지막으로 타인 아이디어 개방성도 유사한 수준으로써 주도적 성격(r = .44, p < .01), 경험에 대한 개방성(r = .25, p < .01), 문제해결 숙고(r = .29, p < .01)와 유의한 정적 상관이 나타났다.

또한, 호기심과 탈진의 상관분석 결과를 보면 유의한 부적 상관이 나타났다(r = -.34, p < .01). 호기심과 탈진의 하위요인별 상관을 살펴보면, 유희적 탐구의 경우 직업 (비)효능감(r = -.41, p < .01), 냉소(r = -.21, p < .01), 정서적 소진(r = -.10, p = .07)과 모두 부적 상관이 나타났고, 정서적 소진은 통계적으로 유의수준에 이르지는 못하였다. 결핍 민감성 역시 직업 (비)효능감(r = -.36, p < .01), 냉소(r = -.17, p < .01), 정서적 소진(r = -.02, p = .75)과 역시 모두 부적 상관이 나타났으나 정서적 소진은 유의하지 않았다. 스트레스 감내의 경우, 직업 (비)효능감(r = -.39, p < .01), 냉소(r = -.26, p < .01), 정서적 소진(r = -.19, p < .01)과 모두 유의한 부적 상관이 나타났다. 타인 아이디어 개방성은 역시 탈진의 요인들과 모두 부적 상관이 나타났으나, 직업(비)효능감(r = -.27, p < .01)만 통계적으로 유의하였다.

이러한 결과는 미국과 독일 표본을 대상으로 한 M-WCS가 제시한 바와 전반적으로 동일한 결과가 나타난 것으로 볼 수 있다. 또한, 기존 연구들에서 제시한 관련 변인들, 즉, 경험에 대한 개방성, 주도적 성격, 문제해결 숙고 및 탈진과의 충분한 상관관계가 나타났으며, 따라서 한국 표본에서도 M-WCS의 수렴 타당도를 확인하였다.

준거 관련 타당도

M-WCS의 준거 관련 타당도 검증을 위해 Kashdan과 Goodman 등(2020)이 M-WCS 개발 및 검증 연구에서 호기심이 영향을 미치는 것으로 밝힌 잡크래프팅 및 발언 행동을 종속변인으로 설정하고 호기심의 각 차원이 잡크래프팅과 발언 행동에 미치는 영향을 위계적 회귀분석을 통해 확인하였다. 회귀분석에서도 12문항 단축 버전을 활용하였고, 위계적 회귀분석 절차에 따라 1단계에 통제 변인인 나이와 성별을 투입하고, 2단계에서 조직 지원 인식과 업무 부하를 투입하여 통제하였다. 3단계에서는 호기심과 유사한 개념으로 수렴 타당도를 확인한 경험에 대한 개방성 및 주도적 성격을 투입하였고, 마지막 4단계에 호기심을 투입하여 잡크래프팅 및 발언 행동을 예측할 때 호기심이 추가적인 설명력(증분 타당도)을 가지는지 확인하였다.

분석 결과는 표 8에 통합 제시되어 있다. 나이와 성별, 조직 지원 인식과 업무 부하를 통제하고도 경험에 대한 개방성 및 주도적 성격이 잡크래프팅과 발언 행동을 설명하는 이상으로 호기심은 유의한 추가적 설명량을 가지는 것으로 나타났다. 호기심이 잡크래프팅에 미치는 영향력의 크기는 각각의 하위요인에 따라 다르게 나타났으나, 모형의 증분 설명량은 모두 유의하였다.

구체적으로, 먼저 잡크래프팅에 대한 호기심의 영향을 총점 기준으로 보면 전체 잡크래프팅(β = .43, p < .001), 과업 크래프팅(β = .40, p < .001), 인지 크래프팅(β = .37, p < .001), 관계 크래프팅(β = .30, p < .001)에 대해 모두 유의한 영향을 미치며, 나이와 성별, 업무 부하, 조직지원인식, 개방성 및 주도적 성격을 통제하고도 유의한 증분 설명량(∆R² = .04 ~ .10, p < .001)이 나타났다. 반면, 전체 잡크래프팅에 대한 호기심 각 차원의 영향은 상이하게 나타났는데, 유희적 탐구(β = .26, p < .001), 결핍 민감성(β = .10, p = .08), 스트레스 감내(β = .07, p = .22), 타인 아이디어 개방성(β = .13, p < .05)로 유희적 탐구만이 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 호기심이 잡크래프팅을 예측할 때 유의한 증분 설명량(∆R² = .10, p < .001)이 나타났다.

잡크래프팅의 하위요인별 결과를 살펴보면, 과업 크래프팅에 대한 호기심의 영향은 유희적 탐구(β = .17, p < .05), 결핍 민감성(β = .11, p < .05), 스트레스 감내(β = .05, p = .45), 타인 아이디어 개방성(β = .19, p < .001)으로 나타났다. 스트레스 감내 요인을 제외한 호기심의 하위요인이 모두 과업 크래프팅에 유의한 영향을 미치며, 호기심의 유의한 증분 설명량(∆R² = .09, p < .001)이 나타났다. 인지 크래프팅의 경우, 유희적 탐구(β = .33, p < .001)와 스트레스 감내(β = .15, p < .05)가 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났고, 인지 크래프팅에 대한 유의한 추가적인 설명량(∆R² = .06, p < .001)이 나타났다. 관계 크래프팅에 미치는 호기심의 영향을 살펴보면, 유희적 탐구(β = .17, p < .05)와 타인 아이디어 개방성(β = .14, p < .05)이 유의한 영향을 미치며, 추가적인 설명량(∆R² = .09, p < .001)이 나타났다. 요컨대, 호기심이 잡크래프팅을 예측할 때, 경험에 대한 개방성 및 주도적 성격과 같은 호기심과 유사한 변인들의 설명력에 더해 호기심이 추가적인 설명력을 가지는 것을 확인하였다.

마지막으로. 발언 행동에 미치는 호기심의 영향을 살펴보면, 호기심 총점(β = .12, p = .08), 유희적 탐구(β = .19, p < .05), 결핍 민감성(β = -.03, p = .61), 스트레스 감내(β = .05, p = .40), 타인 아이디어 개방성(β = -.04, p = .45)으로 유희적 탐구만 발언 행동에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 총점과 다른 하위요인은 유의하지 않은 것으로 나타났다. 호기심이 발언 행동을 설명할 때, 경험에 대한 개방성 및 주도적 성격에 더해 추가적인 설명량(총점 ∆R² = .01, p = .07, 하위차원 ∆R² = .02, p = .06)이 나타났다.

연구의 의의와 시사점

조직에서는 직무 성과를 예측하고 나아가 직무 태도나 직무 적응에 영향을 미치는 특성을 파악하고자 보편적으로 성격검사를 활용해왔다(Barrick et al., 2001). 지속적 변화를 특징으로 하는 오늘날 VUCA(volatile, uncertain, complex, ambiguous) 특성의 환경에서 필수적인 인적 특성 중의 하나가 업무 호기심이다. 본 연구 및 선행 연구(Mussel, 2013)에서 볼 수 있듯이, 업무 호기심은 개방성과 같은 성격특성이 직무 태도나 성과를 예측하는 것 이상의 설명력을 가질 잠재력이 있는 새롭게 주목받는 개념이다. 이에 Kashdan과 Goodman 등(2020)은 구성원을 단순히 호기심이 있거나 없는 것으로 이분하는 방법에서 벗어나 직장 맥락에서 개인의 다차원적 특성으로서 업무 호기심을 측정할 수 있는 척도를 제시하여 연구와 실무에 활용할 수 있는 초석을 마련하였다. 후속 연구로서, 업무 호기심의 연구 및 실무적 가치를 제안하며 M-WCS를 한국어로 번안하고 타당도를 입증한 본 연구는 다음과 같은 의의가 있다.

첫째, 개인과 조직 수준에서 업무 호기심의 역할이 밝혀지고 있으며, 업무 호기심이 구성원의 직무 태도 및 직무 관련 결과에 미치는 효용에 대한 연구자 및 실무자의 관심이 확대되고 있다. 이에 대응하여 업무 호기심을 측정할 수 있는 측정 도구 개발이 서구 문화권을 중심으로 이루어지고 있지만, 국내는 상대적으로 호기심 또는 업무 호기심에 대한 학술적 관심이 부족한 것이 현실이다. 또한, 한국을 포함한 동아시아 국가들은 전통, 조화, 질서, 위계 등을 중시하는 유교 문화의 영향으로 현재 상태를 당연히 주어진 것으로 받아들이지 않고 호기심이나 의문을 가지기가 상대적으로 어려울 수 있다(장재윤, 조긍호, 2023). 국내에서는 일반인이나 임상 집단 대상의 연구가 간헐적으로 있었으나(심미영 등, 2013; 변미경과 송원영, 2024), 조직 맥락에서 업무 호기심에 관한 연구는 전무한 상황에서 본 연구는 업무 호기심에 대한 이해와 관심을 넓히고, 한국어 버전 M-WCS를 통해 새로운 연구와 활용의 계기를 마련하는 의미를 갖는다.

둘째, 미국과 독일을 중심으로 개발하고 타당화한 M-WCS에 대해 다양한 문화와 언어권에서 일반화 가능성을 확인하기 위한 노력이 지속되고 있다. Kashdan 등(2025)은 최근 한 다국적 기업의 구성원들을 대상으로 M-WCS를 대규모로 조사하여, 충분한 표본 수(N > 250)를 확보한 아홉 개 국가의 자료를 바탕으로 국가와 언어를 넘어 M-WCS의 안정성을 확인하였다. 본 연구는 연구에 포함되지 못한 한국 표본을 추가함으로써, 한국 문화 맥락 및 한국어로 조사한 M-WCS 역시 4-요인구조의 타당도를 확인하여 척도의 일반화 가능성을 제고하였다.

본 연구는 한국어 버전 M-WCS를 활용하여 조직 내 구성원의 업무 호기심을 세부적으로 측정하고, 이를 바탕으로 실무적 의사결정에 활용할 수 있는 근거를 제시하였다. 특히 업무 호기심이 잡크래프팅과 발언 행동과 같은 적극적 행동과 유의한 관련성을 보였다는 점은 다음과 같은 시사점을 제공한다. 첫째, 한국어 버전 M-WCS를 통해 변화하는 직무요구에 더 빠르게 적응하고 학습할 수 있는 다차원적 특성으로서 업무 호기심을 가진 구성원을 선별하는 도구로 활용할 수 있을 것이다. 또한, 업무 호기심을 다차원으로 개념화함으로써 차원(요인)별 점수의 고저에 따른 호기심 프로파일을 구성할 수도 있을 것이다(Kashdan et al., 2023). 다시 말해, 인재 선발이나 승진 결정에서 조직의 맥락이나 문화적 특성에 부합하는 이상적인 업무 호기심 프로파일을 사전에 결정하고, 이에 부합하는 구성원 및 리더를 선별할 수 있을 것이다. 예를 들어, 유희적 탐구와 스트레스 감내와 같은 하위요인에서 높은 점수를 보이는 호기심 프로파일을 가진 구성원은 변화와 도전에 긍정적으로 반응하며, 자율적인 문제해결과 새로운 아이디어 제시에 강점을 보일 가능성이 높다. 이는 빠르게 변화하는 업무 환경에서 선제적으로 대응할 수 있는 리더를 발굴하는 데 유용한 기준으로 활용할 수 있을 것이다.

둘째, 직무 재설계 및 자기 주도적 업무 수행 촉진 측면에서, 잡크래프팅과의 연관성을 고려할 때, 각 구성원의 호기심 프로파일을 진단하여 개별화된 직무 재설계 전략 수립이 가능할 것이다. 예를 들어, 인지 크래프팅과 관련된 스트레스 감내, 관계 크래프팅과 관련된 타인 아이디어 개방성 점수가 낮은 구성원은 해당 차원의 역량을 키우는 교육 프로그램이 도움이 될 수 있다.

셋째, 심리적 안전감과 조직 내 발언 문화 조성을 고려할 때, 유희적 탐구가 높은 구성원은 새로운 아이디어를 제안하려는 동기가 강해, 혁신적 문화를 이끌 가능성이 있다. 따라서 유희적 탐구 성향이 강한 구성원을 식별 또는 발굴하고, 이들이 발언할 수 있는 환경을 제공하는 것이 중요할 수 있다.

이처럼 업무 호기심의 여러 차원이 조직 맥락에서 어떠한 기능을 하며, 또 역동을 만들어 내는지 관찰하고 예측할 수 있을 것이다. 단순히 호기심이 있다(없다)는 판단이 아닌 개별 구성원이 어떠한 호기심 프로파일에 속하는지에 따라 교육이나 개발의 초점이 다를 수 있으며, 적절한 전략으로 관리 방안을 세울 수 있을 것이다.

한편, 본 연구에서는 개인 특성으로서 호기심이 잡크래프팅에 미치는 영향을 분석하였으나, 잡크래프팅은 본질적으로 개인과 환경 간 상호작용 속에서 발생하는 행동으로, 환경적 요인의 영향을 함께 고려할 필요가 있다(Wrzesniewski & Dutton, 2001). 예컨대, 직무 자율성, 사회적 지원, 리더의 지원적 행동 등은 잡크래프팅을 촉진하는 주요 환경적 예측변인으로 알려져 있다(Tims & Bakker, 2010; Zhang & Parker, 2019). 특히 Tims와 Bakker(2010)는 자율성과 상사의 코칭 스타일이 잡크래프팅을 매개하여 직무 열의를 증진시키는 경로를 제시하였고, Zhang과 Parker(2019)는 조직 내 변화 가능성 지각이 잡크래프팅을 유의미하게 촉진한다고 보았다. 그러나 Kashdan(2015)의 16개 산업군을 대상으로 한 조사에 의하면, 조직 구성원의 약 65%가 호기심이 새로운 아이디어 도출과 문제해결에 필수적이라고 인식하고 있었으나, 동시에 60%는 일상적 업무와 경직된 조직문화로 인해 호기심을 충족하기 어렵다고 응답하였다. 이처럼 조직 구성원들은 호기심의 중요성을 인지하면서도, 조직 구조와 분위기가 실제로는 이를 억제하는 이중적 현실을 경험하고 있다. 일부 선행연구는 업무 호기심이 구성원의 창의성과 혁신에 중요한 역할을 할 수 있음을 시사한다(Hardy et al., 2017; Kashdan & Fincham, 2002). 그러나 조직 내 안전과 현상 유지를 우선시하는 분위기로 인해, 호기심 기반 사고방식이나 창의적인 인재들이 사고나 행동에서 제약을 받는 경우가 많다(Kashdan & Fincham, 2002). 이는 사람들이 이상적으로는 호기심과 창의적 아이디어를 선호한다고 말하면서도, 실제로는 기존 규칙이나 규범을 따르는 인물을 더 높게 평가하고 선호하는 ‘창의성 역설(creativity paradox)’ 현상과 다르지 않다(서희영, 장재윤, 2023; Mueller et al., 2012). 이러한 조직문화에서는 누군가 회의 중 질문을 하거나, 회의 시 비판적이고 대안적 관점을 제시할 때, 이를 생산적인 제안으로 보기보다는 방해나 위협으로 간주하는 경우가 빈번하다(Hoever et al., 2018; Kashdan et al., 2023). 따라서, 조직 차원에서 구성원의 호기심 표현이 긍정적으로 해석되고 수용될 수 있도록, 다차원적인 업무 호기심 수준을 진단하고 이를 바탕으로 조직 수준의 업무 호기심 프로파일을 파악하는 노력이 필요하다. 이는 보다 개방적이고 창의적인 조직문화를 조성하는 기초가 될 수 있을 것이다. 따라서 향후 연구에서는 호기심과 환경적 자원 간의 상호작용이 잡크래프팅 행동에 미치는 영향을 종합적으로 탐색할 필요가 있다.

아울러 조직 내 업무 호기심의 발현이 언제, 어떻게 수용되는지를 미시적으로 파악하는 것 또한 중요하다. Thompson 등(2023)은 구성원의 호기심 표현이 리더에 대한 적대적인 태도로 해석될 수 있음을 지적하면서, 호기심이 반드시 인정이나 칭찬의 대상이 아닐 수 있음을 아는 것이 중요하다고 하였다. 업무 호기심의 긍정적 효과를 입증하는 것도 여전히 중요하지만, 실제 현장에서는 이를 장려하기보다 조심스럽게 접근하는 경향이 있다. Thompson 등(2023)의 연구에서 드러나듯, 구성원의 정치적 스킬은 호기심 표현이 긍정적으로 수용되는 데 중요한 역할을 하며, 이는 호기심이 효과적으로 발현되기 위해 특정한 조직 맥락이 조건이 뒷받침되어야 함을 시사한다. 따라서 조직은 호기심 장려에만 그치지 않고, 그것이 안전하고 효과적으로 작동할 수 있도록 하는 경계조건(예컨대 심리적 안전감, 리더십 스타일, 정치적 스킬 등)을 함께 고려하는 것이 바람직할 것이다.

연구의 제한점 및 제언

본 연구의 한계점 및 향후 연구에 대한 제언은 다음과 같다. 첫째, M-WCS의 원척도 및 단축 척도 모두 긍정 의미의 문항들만을 포함하고 있어 응답자들의 응답 편향(특히, 묵인 편향이나 사회적 바람직성 편향)이 작동할 가능성이 있다. 향후 연구에서 일부 문항을 부정 의미로 변경하여 불성실 응답이나 사회적 바람직성 편향을 줄이는 방법을 모색할 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구는 준거 관련 타당도를 확인하기 위해 잡크래프팅과 발언 행동을 준거변인으로 설정하여 유의한 결과를 얻었으나, 이 두 변인 이외의 다양한 직무 태도 및 성과 변인들과의 관계를 이어서 연구할 필요가 있다. 또한, 일주일 정도의 시차가 아닌 좀 더 장기적인 종단 연구(예: 6개월이나 1년)를 통해 다차원특성의 업무 호기심이 조직 내 어떤 태도, 행동, 성과과 연관성을 가지는지를 체계적으로 조사할 필요가 있다.

본 연구에서 타당도를 확인한 M-WCS를 통해 선행연구(Kashdan, Goodman et al., 2020; Lievens et al., 2023; Mussel, 2013)에서 입증된 호기심과 다양한 업무 관련 결과와의 관련성을 다루는 후속 연구를 더욱 확대함으로써 연구 및 실무 현장의 이해를 넓힐 수 있을 것으로 기대한다. 또한, 한국 조직 구성원들의 업무 호기심이 조직 행동 및 경영에 미치는 영향을 탐구함으로써 동기부여, 리더십, 창의성, 인사 선발, 승진 등의 인적 자원 관리에서의 실무적 활용을 기대한다.