1.
석사학위논문
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의
자기효능감 및 무용몰입에 미치는 영향
The Effect of LMX between Professional dancers and Choreographers
on dancers’ Self-efficacy and Dance immersion.
제 출 자 : 민 정 희
지도교수 : 권 민 혁
2022
체육학과
스포츠사회학전공

2.
단국대학교 대학원
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의
자기효능감 및 무용몰입에 미치는 영향
The Effect of LMX between Professional dancers and Choreographers
on dancers’ Self-efficacy and Dance immersion.
이 논문을 석사학위논문으로 제출함
2022. 12.
단국대학교 대학원
스포츠사회학전공

3.
민 정 희
민정희의 석사학위 논문을
합격으로 판정함
심 사 일 : 2022. 12. 1.
심사 위원장 인
심 사 위 원 인
심 사 위 원 인
단국대학교 대학원

4.
- i -
(국문초록)
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의
자기효능감 및 무용몰입에 미치는 영향
단국대학교 대학원 체육학과
스포츠사회학전공
민 정 희
지도교수： 권 민 혁
본 연구는 전문무용수를 대상으로 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)와 자
기효능감 및 무용몰입의 관계를 규명하는 데 주된 목적이 있다. 이러한 목적
을 달성하기 위하여 2022년 현재 대한민국에 소재한 무용단체를 대상으로
소속된 무용수들을 모집단으로 설정하였다. 표집방법은 편의표본추출법
(convenience sampling)을 사용하였고, 최종적으로 196명을 추출, 분석하였다.
조사 도구는 설문지를 사용하였으며, 통계 프로그램 SPSS/PC Window용 26.0
Version을 이용하여 t-test로 t검증을 하였으며, 일원량분석(one way
ANOVA), 다중회귀분석(Multiple Regression Analysis), 경로분석(Path Analysis)
을 사용하였다. 그 결과 다음과 같은 결론을 얻었다.
첫째, 개인적 특성에 따라 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)와 자기효능감
및 무용몰입은 부분적으로 차이가 있는 것으로 나타났다. 먼저, 개인적 특성
에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 차이를 분석한 결과 성별, 수
입은 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 정서적 친밀감, 충성심, 공헌, 전
문성에 유의한 차이가 없는 것으로 나타났으며, 소속은 무용수와 안무가의
교환관계(LMX)의 충성심과 전문성에서 유의한 차이가 나타났고, 연령은 무
용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 정서적 친밀감과 전문성에서 유의한 차이

5.
- ii -
가 나타났고, 경력에서는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 정서적 친밀
감, 충성심, 공헌, 전문성 모두에서 유의한 차이가 나타났다. 다음으로 개인
적 특성에 따른 무용수의 자기효능감의 차이를 분석한 결과 성별에서는 자
기효능감의 자신감에서 유의한 차이가 나타났으며, 소속과 연령에서는 자기
효능감의 과제난이도 선호가 유의한 차이가 나타났고, 경력과 수입에서는 자
기효능감에 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. 마지막으로 개인적 특성에
따른 무용수의 무용몰입 차이를 분석한 결과, 성별, 소속, 연령, 경력, 수입에
서 모두 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다.
둘째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기효능감에 부분적으로 유의한
영향을 미치는 것으로 나타났다.
셋째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 무용몰입에 영향을 부분적으로
영향을 미치는 것으로 나타났다.
넷째, 무용수의 자기효능감이 무용몰입에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
다섯째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)와 자기효능감 및 무용몰입 간의
인과관계가 있는 것으로 나타났다. 즉, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는
무용수의 무용몰입과 무용수의 자기효능감에 직접적인 영향을 미치는 것으
로 나타났다. 특히 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 자기효능감을 통해
무용몰입에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 이는 자기효능감이
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)와 무용몰입에 중요한 매개 변인임을 알
수 있었다.
주제어: 무용수와 안무가의 교환관계(LMX), 무용수의 자기효능감, 무용몰입

6.
- iii -
목 차
I. 서 론 ·····················································································································1
1. 연구의 필요성 ·········································································································1
2. 연구 목적 ················································································································5
3. 연구 변인 ··············································································································5
4. 연구 가설 ················································································································6
5. 용어의 정의 ············································································································6
II. 이론적 배경 ········································································································8
1. 리더와 구성원의 교환관계(LMX) ···········································································8
2. 자기효능감(Self-efficacy) ·····················································································14
3. 무용몰입 ················································································································19
4. 선행연구 분석 ·······································································································22
III. 연구 방법 ·········································································································25
1. 연구대상 ················································································································25
2. 조사도구 ················································································································26
3. 측정도구의 타당도와 신뢰도 ···············································································29
4. 조사절차 ················································································································34
5. 자료처리방법 ········································································································35
IV. 연구 결과 ········································································································36

7.
- iv -
V. 논 의 ··················································································································64
VI. 결 론 ················································································································74
참고문헌 ·················································································································76
표 목 차 ·················································································································86
그림목차 ·················································································································88
설 문 지 ···············································································································89
Abstract ···················································································································93

8.
- 1 -
I. 서 론
1. 연구의 필요성
모든 인간은 사회생활을 하거나 조직 안에서 관계를 맺고 살아가며 다양한 상황
속에서 지속해서 거래하게 된다. 인간은 조직 사이에서 서로 소통하며 상호 교류하
게 되는데 이러한 사회적 교환관계를 통해 서로의 관계를 인식하고 교감하며 충성
심을 가지고 상호 지원 등을 하게 된다. 그러나 리더는 이러한 과정에서 모든 구성
원에게 동일한 역할을 전달하는 것이 아니라 구성원들 간에 이를 차별하게 되며,
이에 따라 리더와 구성원 간의 다양한 교환관계가 나타나게 되는 것이다(장재규,
2011). 무용은 신체의 움직임을 통하여 자신의 내면세계를 표현하는 예술이며, 무용
특성상 운동경기에서처럼 타인과의 경쟁이 크게 강조되지 않아 고도의 사회·심리
적 과정을 수반할 수밖에 없다. 이 과정을 명확하게 하기 위해서 우리는 필연적으
로 다양한 사회·심리학적 요인들의 상호관계를 밝히는 것이 중요하다고 판단된다.
(한송이,2009)
무용의 특성상 안무자가 무용수들에게 직접적인 시범을 보이는 방식으로 의사소통
하며 동작 수행할 때 즉각적으로 동작이나 표현을 수정, 보완하며 안무자와 무용수
의 상호작용이 일어나는데 이러한 과정을‘리더-구성원의 교환관계(LMX)’로 설명
할 수 있다.
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 일대일의 개별적인 상호관계를 의미한다
(Linden & Maslyn, 1998). 즉, 안무가(Leader)와 무용수(Member)의 관계가 상호발전
되는 관계의 유형 및 교환이다(Wayne & Green, 1993).
실제로 많은 연구자(서재현, 2010; 구관모, 2003; 장현아, 최애경, 2007)를 통해
LMX의 상호관계는 관계의 질을 높게 인식할수록 조직에서 정서적으로 몰입하는 특
징이 더욱 두드러진다는 것을 밝히고 있으며, Baskett(1993)은 LMX를 통해 형성되
는 인정, 신뢰, 상호 존중 등이 조직 구성원의 자기 주도 학습역량을 높이는 매우

9.
- 2 -
강력한 요인이라고 하였다. 상호조직 구성원이 리더와의 상호작용을 통해 신뢰, 존
경과 호감, 공동체 의식 등을 공유함으로써 정서적 몰입을 높인다(김종우, 이지우,
백유성, 2007), 높은 수준의 리더-구성원 교환관계를 인식하는 조직 구성원이 정서
적 몰입과 같은 긍정적인 태도들을 가진다(이규만, 임효창, 2001) 등의 연구들이 이
루어지고 있다. 따라서 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 조직 구성원인 무용수
에게 매우 주요한 요인이라고 할 수 있다.
이러한 무용수-안무가의 교환관계(LMX)가 높아질수록 무용수의 자기효능감에도
영향을 미칠 것으로 예측할 수 있다. 자기효능감(self-efficacy)이란 목표를 달성할
수 있는 자신의 능력에 대한 개인의 믿음으로 정의된다(Bandura, 1977). 자기효능감
은 개인의 목표와 행동의 선택, 노력의 지속성, 정서적 반응에 대해 유용하게 예측
되는 요소로서 조직 행동에서 광범위하게 연구되어 왔다(Gist & Mitchell, 1992; 이
재원, 2003 재인용). 개인은 자신이 한 행동을 내적 기준에 의하여 평가하며 스스로
규제하므로, 성취 상황에서 개인은 자신의 내적 기준에 의해 자기효능감에 알맞은
과제를 선정하고 자신의 기준에 맞는 결과를 산출하려고 노력한다는 것이다. 그러
므로, 이 이론은 자기효능감이 높으면 개인의 성취도를 높일 수 있을 것이다(김예
진, 2018). 백정희(2011)는 무용참여 여부와 성별에 따른 자기효능감 및 무용 인식도
차이 분석에 관한 연구에서 무용참여 경험자는 무경험자에 비해서 자기효능감이 높
은 것으로 나타났고, 성별에 따른 자기효능감과 무용인식도에서는 차이가 없는 것
으로 나타났다. 김영미, 한혜원(2009)은 무용전공 대학생의 무용몰입 경험이 자기효
능감과 무용 활동 만족에 미치는 영향 연구에서 무용몰입 경험 중 목적 경험과 명
확한 목표는 유능성에 영향을 미치며 무용몰입이 높아질수록 자아 만족도는 높아진
다. 지한영(2001)은 무용 전공대학생을 대상으로 무용 전공별과 무용 경력별에 따른
신체적 자기효능감과 자기존중감과의 관계에 관해 연구하였으며, 리더에 대한 높은
신뢰는 활동의 만족과 함께 자기효능감과 참여몰입을 향상시켰다(곽승호, 2011; 정
학범, 2010; 조길환, 2014; 최은용, 2008). 구성원의 자기효능감은 개인의 가치를 높
이고 자발적인 행동을 통해 자기희생도 감내하며 조직성과 향상에 유의미한 영향을
준다(김정자,송은주 2007). 이처럼 자기효능감이 높은 사람일수록 더 많은 노력을 하

10.
- 3 -
려 하고, 숙달 과정에서 겪는 성공적 수행은 자기효능감과 유능감을 높여주어 적극
적인 학습활동에 영향을 미친다고 한 Harter(1978)의 견해와도 일치한다. 또한 무용
활동 만족에 영향을 미치는 요인의 상대적 영향력은 무용몰입경험, 자기효능감 순
이며 무용몰입은 자기효능감을 통해 무용 활동 만족에 간접적인 영향을 미친다. 또
한, 권령균(2010)은 무용전공자의 자기관리와 더불어 신체적 자기지각 및 공연자신
감 구조모형의 구조적 타당성을 검증하였으며, 연구 결과 자기관리는 신체적 자기
지각과 공연 자신감에, 신체적 지각은 공연 자신감에 유의한 영향을 미친다고 보았
다.
또한, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 무용몰입과도 밀접한 관련이 있다.
몰입(flow)이란 개인의 내적 경험이며, 행위 자체에 완전히 몰두한‘최적 경험의
상태(state optimal experience)'임을 느끼는 상태(Csikszentmihalyi, 1975)로 정의되는
데, 무용 심리학에서 몰입이란 움직임의 수행과 관련된 활동에 집중하여 자신조차
잊어버리는 최상의 심리적 상태를 말하며, 무용 수행의 기술적 향상과 표현력의 향
상을 통해 만족감과 기쁨 및 자신감 등을 충족해 주는 원천이 된다고 했다(황규자
외, 2022). 이에 대하여 (황지현, 진승태, 2014)는 리더-구성원 교환관계의 구성요소
가운데 정서적 친밀감, 공헌이 정서적 몰입에 영향을 미친다고 보고 있으며, Schyns
& Collani(2002)에 따르면 상사의 격려와 지원은 조직 구성원의 자기효능감을 높이
고, 높아진 자기효능감은 리더에 대한 신뢰와 만족을 형성하며, 이는 다시 조직몰입
을 만드는 선순환을 형성한다고 강조하였다.
이윤지(2016)는 무용수의 공연몰입의 하위변인인 통제 감각은 명확한 목표 그리고
자의식 상실과 공연 자신감에 모두 영향을 미친다고 보고 한 바 있으며, 최영임
(2019) 또한 무용 활동을 하면서 자신감, 긍정적인 생각, 자존감, 성취도, 인내심, 적
극성이 높은 사람일수록 무용몰입에 긍정적 영향을 준다고 강조하였다. 즉, 무용수
와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용몰입을 높이는 데 주요한 영향을 줄 수 있다고
보았다.
한편, 자기효능감은 무용몰입과도 밀접한 관계가 있다. 특히 자기효능감은 업무를
성공적으로 수행할 수 있는 능력이 있다는 것에 대한 자기 확신을 의미하는 것으

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- 4 -
로, 정서적 몰입에 영향을 주며(김혜영, 최정옥, 성미경, 2012), 직무 태도를 향상시
켜 준다(Chen & Bliese, 2002)고 밝히고 있어 자기효능감은 무용몰입을 향상 시킬
수 있는 기제로 작용하고 있음을 알 수 있다. 송시윤(2010)은 직업무용수의 성취 목
표 성향과 자기관리가 무용몰입에 미치는 영향을 주며, 박소현(2020)은 무용 전공대
학생들의 감성지능이 높아진다면 자기효능감과 무용몰입도 높일 수 있다는 영향을
확인하였으며, 홍성희(2019)는 대학 무용전공자의 무대공연과 무용몰입이 주체성 및
자기효능감에 영향을 미치는 것으로 보았다.
이상의 논리를 종합해보면, 무용수와 안무자의 교환관계(LMX)는 자기효능감에 긍
정적인 영향을 미칠 것으로 판단되며 무용몰입에도 영향을 미칠 것으로 판단된다.
그러나 선행연구들을 살펴보면 학교 무용 교육의 몰입경험이 중학생들의 자기효능
감과 창의력에 미치는 영향(백영은, 2022), 예술전공 대학생들의 기본심리욕구와 창
의적 자기효능감의 관계에서 전공 몰입경험의 매개효과(박꽃이, 2022), 무용 수업을
통한 연구 전공 학생들의 신체적 자기효능감과 정서 표현성이 만족감과 몰입에 미
치는 영향(김건탁, 2022) 등 자기효능감과 무용몰입에 관한 연구가 대부분 학생 위
주로 이루어지고 있으며, 교환관계의 경우, 무용 전공대학생의 교수-학생 교환관계,
학습실제감과 무용몰입, 무용능력성취 및 무용지속의도의 구조적 관계(이시연,
2011), 한국과 중국무용단의 서비스지향성과 LMX가 조직성과성 및 고객지향성에 미
치는 영향(이화, 2012), 직업무용수의 감정노동 및 교환관계와 무용공연 참여만족도
의 관계(유영란, 2009) 연구까지이며, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)를 분석한
연구는 매우 미흡한 실정이다. 따라서 본 연구는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)
와 자기효능감의 관계, 자기효능감과 무용몰입의 관계, 무용수와 안무가의 교환관계
(LMX)와 무용몰입의 관계를 밝혀 각 변수 간의 인과관계를 밝히고자 한다. 이를 통
해 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감과의 매개효과를 확인
하여 결과적으로 무용수의 무용몰입에 도움이 되는 기초자료를 제공하는 데 목적이
있다.

12.
- 5 -
2. 연구목적
이 연구는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기효능감과 무용몰입에 어떠한
영향을 미치는지 밝히는 것이다. 특히 무용수의 무용몰입을 위해 무용수와
안무가와의 교환관계(LMX)를 중점적으로 살펴본다.
첫째, 무용수와 안무가와의 교환관계(LMX)가 가지는 유의미한 관계를 밝힌다.
둘째, 이를 바탕으로 무용수와 안무가와의 교환관계(LMX)가 자기효능감에 미치는
영향을 밝힌다. 마지막으로 무용수와 안무가와의 교환관계(LMX)가 무용몰입에
미치는 영향을 밝히고자 한다.
3. 연구변인
이 연구는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감 및 무용몰입
에 어떠한 영향을 미치는지 밝히고자 한다. 그러므로 이 연구를 수행하기 위하여 설정
한 연구 변인은 다음의 <그림 1>과 같다.
그림 1.

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4. 연구가설
1) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 자기효능감에 영향을 미칠 것이다.
2) 무용수의 자기효능감은 무용몰입에 영향을 미칠 것이다.
3) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 무용몰입에 영향을 미칠 것이다.
4) 무용수의 자기효능감이 무용몰입에 영향을 미칠 것이다.
(1) 무용수의 자기효능감이 무용몰입의 행위몰입에 영향을 미칠 것이다.
(2) 무용수의 자기효능감이 무용몰입의 인지몰입에 영향을 미칠 것이다.
5. 용어의 정의
이 연구에서 사용하는 주요 용어의 개념을 정의하면 다음과 같다.
1) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)
무용수란 대학에서 전공을 무용으로 졸업한 전문무용수(Professional dancer)로서
무대에서 춤추는 것을 직업으로 가지고 있으며 집단에 소속되어 있는 무용수를 말
한다. 또한 안무가는 집단의 대표로서 공연 전체의 구성을 총괄하는 역할로 주제
선정부터 모든 공연을 감독하는 역할을 한다. 본 연구에서‘무용수와 안무가의 교
환관계’는 ‘리더-구성원 교환관계(Leader-member Exchange)’라고 말할 수 있
다. 특정한 개인에 의해 형성되는 것이 아니라 리더와 구성원 간의 관계에 중점을
두고 리더와 구성원 간의 교환관계(LMX)가 효과적으로 이루어질 때 구성원은 신뢰
와 존중 그리고 충성심과 일체감이 생겨 조직의 효율성이 높아지게 된다는 것이다
(이봉재, 2017).

14.
- 7 -
2) 무용수의 자기효능감
자기효능감(Self-efficacy)이란 어떤 결과를 얻고자 하는 행동을 성공적으로 실행해
낼 수 있는 개인의 신념을 묘사하는 말로써, 상황적으로 구체적 자신감을 말한다(지
한영,2001).
Bandura(1986)는 구체적 자신감(specific self-efficacy)을 자기효능감이라 칭하고 이
를 행동적으로 변화를 중재하는 공통적 인지기제라 하였다. 그는 자기효능감은 개
인이 가지고 있는 기술을 어느 정도 수행할 수 있는 판단을 의미한다고 하였으며,
조영화(2006)는 자기효능감이 자신을 얼마나 유능한, 효능 있는 사람, 능력있는 사람
이라고 생각하느냐와 같은 유능성, 효능성, 자신감을 의미한다고 하였다.
본 연구에서의 무용수의 자기효능감이란 전문무용수가 특정한 기술을 익히거나 혹
은 어떤 배역을 맡아서 본인이 공연을 수행할 수 있는 능력을 얼마나 신뢰하고 기
대하느냐로 정의되며, 공연 수행에 있어서 성공적으로 수행할 수 있는 마음가짐이
나 확신을 이야기한다(홍성희, 2019).
본 연구에서 무용수의 자기효능감 하위개념은 자신감, 자기조절효능감, 과제난이도
선호로 정의한다.
3) 무용몰입
몰입의 개념을 처음으로 제시한 Csikszentmihalyi(1975)는 인간의 삶에서 최상의 즐
거운 경험과 최고의 감정, 행복한 심리상태를 몰입으로 보았다. 따라서 무용수가 무
대에서 최상의 경지에 이르기 위해 무대에서 춤추는 활동 자체가 목적으로서 동기
가 되고, 그 자체에 만족을 느끼며 완전히 몰두하는 심리적 상태를 지칭한다(조영
조, 2010). 본 연구에서 무용몰입의 하위변인은 행위몰입과 인지몰입으로 정의한다.

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Ⅱ. 이론적 배경
1. 리더와 구성원의 교환관계(LMX-Leader Member Exchange)
가. 리더-구성원 교환관계(LMX)의 개념
사회적 교환이론(Blau, 1964)에 기초를 둔 LMX 초기의 연구는 리더의 성격과 특성
에 중점을 두고 연구되었으나 점차 리더와 구성원의 관계, 리더십 발전 등으로 확
대되면서 리더와 구성원 관계의 질에 따라 구성원들의 성과변수에 영향을 미치고
있음을 제시하고 있다.
사회적 교환관계는 경제적 교환관계처럼 교환이 발생하지만, 보상의 시기나, 구체
적인 내용이 명시되지 않으며, 장기적으로 상대방이 보상할 것이라는 신뢰를 바탕
으로 하고 있으며, 구성원은 리더에게 충성, 헌신 등의 사회적 교환을 하고 이에 대
해 리더는 격려, 심리적 지원 등의 사회적 교환을 하게 된다(Graen & Uhl-Bien,
1995). 이와 같은 사회적 교환에는 경제적 대상뿐만 아니라 인정, 존경, 애정과 같은
심리적 대상도 포함된다. 리더-구성원 관계에서 보면 리더는 구성원에게 경제적인
심리적 이득을 주고, 구성원은 리더에게 충성과 존경, 애정 등의 이득을 주는 호혜
적인 관계가 형성된다. 이러한 리더-구성원의 교환관계가 높은 수준으로 지속된다
면 호혜적 교환은 지속해서 늘어나게 되며 관계가 더욱 굳건해진다. 이처럼 높은
수준의 교환관계를 나타내는 구성원은 긍정적인 태도를 지각하게 되고, 직무상 명
시된 그 이상의 일을 하고, 리더 또는 조직에 더욱 몰입하게 된다(Dansereau et al.,
1975).
리더가 모든 구성원을 동일하게 대응하고 구성원들 또한 리더의 리더십을 동일하
게 인식하고 반응하는 것으로 해석하는 리더십을 평균적 리더십 유형(Average
Leadership Style: ALS)이라고한다(구인성, 2020). 그런데 이 평균적 리더십 유형은
리더와 구성원들의 집단적 관계만을 다루기 때문에, 리더와 각기 다른 구성원과의

16.
- 9 -
특성을 고려한다든지, 구성원 개개인과의 일대일 관계를 적절하게 반영하지 못한다
는 비판을 들어왔다(구인성,2020; 홍혜승,2016; Dansereau et al., 1975).
이후 평균적 리더십 유형의 한계를 극복하고자 등장한 이론이 수직 쌍 연결
(Vertical Dyad Linkage: VDL)이론이다(구인성, 2020; 홍혜승, 2016).
오늘날 리더-부활 교환이론연구는 대부분 1975년 수직적 양자 관계 이론(VDL)의
도입에서 유래되었다고 할 수 있다. 이전의 리더십 이론들은 모든 부하들이 유사한
특성을 가지고 있고, 모든 리더가 그들의 부하들과 같이 행동한다고 가정해왔
다.(Day,David,2016). Gerstner & Day의 전통적인 리더십 이론이란 리더의 개인적인
특징, 상황의 특징 혹은 둘 사이의 상호작용이 리더십 효과성의 원인이라고 설명한
다. 이와 달리 LMX는 개별적 양자관계로써 각각의 부하와 리더를 다루는 차별적인
관점을 제공하는 것을 추구한다. LMX에 따르면, 이 양자관계의 질은 태도적, 행동
적 결과를 개인, 그룹, 조직 수준에서 예측한다(Gerstner,Day, 1997).
LMX의 형성 및 발전과정에 대해 Wayne과 동료들(1997)은 리더-구성원 교환관계
를 사회적 교환이론의 관점에서 교환관계 각 당사자 간 상대가 기대하는 무엇인가
를 제공해야 하며 이는 상호 동등하고 공정하게 인지되는 것이어야 한다고 언급하
였다. Deborah & Robert(1999)는 교환관계를 당사자 간 역할의 상호관계로 파악하
여 시간의 경과에 따라 역할 획득(role taking), 역할 형성(role making), 역할 발전
(role developing)의 세 단계로 나누어 설명하고 있다(나경달, 2011).
리더와 구성원 교환이론은 리더의 행위나 특성이 아닌 리더와 구성원 관계에서 개
별적인 상호작용에 초점을 맞추고 있다. LMX의 중요한 특징은 리더와 구성원 간
교환관계의 질에 따라 구성원들이 내집단(in-group)과 외집단(out-group)으로 구분된
다(Dansereau, Graen&Haga, 1975)는 것이다.
초기의 LMX연구는 직무상 협상허용범위(negotiation latitude)를 사용하여 관계의
질이 높은 내집단과 관계의 질이 낮은 외집단으로 구분하는 단일 차원의 이분법적
개념을 사용하였으나(Dansereau, Graen&Haga, 1975), Sahlins(1972)가 연속성에 기초
한 사회 교환관계의 상호 호혜성 개념으로 발전시킨 내용을 토대로 하여 Seers와

17.
- 10 -
Graen(1984)이 LMX를 연속적인 개념으로 확립하였다.
이후 Liden과 Dienesch(1986)에 의해 정서적 친밀감(Affect), 충성심(Loyalty), 공헌
(Contribution)을 하위 요소 세 가지로 분류하는 측정도구를 개발하였으며, 이에
Liden과 Maslyn(1998)은 전문성(Professinal respect)을 추가하여 4개의 하위차원으로
구성된, 연속성 개념의 LMX를 측정하는 다차원 측정도구(LMX-MDM)를 개발하게
되었다(김현아 등, 2007).
그림 2. LMX 이론의 발전 과정

18.
- 11 -
나. 리더와 구성원의 교환관계(LMX)의 구성요소
LMX의 연구 과정에서 하위 구성요소에 관한 연구는 초기의 리더와 구성원의 관계
질이 높은 내집단과 그렇지 않은 외집단을 단순하게 이분법적으로 측정하는 방법을
사용하였다(구인성, 2020; 홍혜승,2016; Dansereau et al., 1975). 그러나 이는 각기
다른 구성원과의 특성을 고려한다든지, 구성원 개개인과의 일대일 관계를 적절하게
반영하지 못하면서 좀 더 다차원적인 연구가 시작되었다(Liden & Maslyn, 1998).
이러한 시도들로 인해 Dienesch와 Liden(1986)은 정서적 친밀감(Affect), 충성
(Loyalty), 공헌(Contribution) 세 가지로 하위요소를 분류하였으며, Liden과
Maslyn(1998)은 기존의 세 가지 하위요소에 전문성 존경(Professional respect)을 추
가하였는데, 이는 리더-구성원 교환관계에 영향을 줄 수 있는 기존 선행 연구의 요
소를 포함하여 리더에게서 더 다양한 지식과 기술을 습득할 수 있다면 리더와 구성
원의 관계는 더욱 강화될 것이라는 믿음에서 출발하였다(강기노,2018; 박덕현, 2018;
Liden & Maslyn, 1998). 이들의 연구는 비교적 최신 연구 결과 중 하나이며, 리더와
구성원 교환관계와 관련된 연구에서 대표적으로 활용이 되고 있다(권인수,최영
근,2011;김지윤,장영철,2017;이진구,2016;최석봉,이재민,문계완2010). 이에 본 연구에서
는 Liden & Maslyn(1998)이 제시한 정서적 친밀감, 충성심, 공헌, 전문성의 네 가지
구성 요소를 사용하고자 한다.

19.
- 12 -
1) 정서적 친밀감
정서적 친밀감(Affect)이란 조직 내에서 상사와 구성원 간의 관계는 업무수행을 기
초로 맺어지지만, 그 이상의 인간적인 관계를 정서적 애착으로 개념화할 수 있다.
리더와 구성원 간의 정서적 애착은 구성원의 직무만족과 몰입에 영향을 미치며,
LMX의 양자관계 발전에 있어 업무적 관계 이상의 정서적 애착 형성이 리더에 대한
신뢰 등에 영향을 미치는 중요한 요소로서 강조되어 왔다(Dockery & Steiner, 1990;
Liden, Wayne, & Stilwell, 1993).
Dienesch와 Liden(1986)는 리더와 구성원의 유대감이 높으면 구성원의 업무 역량이
부족할지라도 상호 간에 교류하는 것이 즐거워지고, 리더와 구성원이 서로 친밀감
을 가진다면 교환관계의 질이 높아질 수 있다고 하였다. 이러한 점은 LMX가 직무
성과에 미치는 기여도가 크다고 하더라도 정서적 친밀감은 별다른 영향을 미치지
않는다고 생각할 수 있다. 그러나 정서적 친밀감이 다른 LMX의 구성요소와 함께
사용되면 직무성과에 크게 기여할 수 있다(김순미, 2014). 이는 다수의 선행연구(김
동원,2016; 김시연, 2017; Liden, Wayne, & Stilwell, 1993)에서 정서적 친밀감이 LMX
발전에 중요한 차원임을 지지받고 있는 것으로 확인되고 있다(박소영, 2020).
2) 충성심
충성심(Loyalty)은 리더와 구성원의 상호관계에서 개인의 성향과 행동, 목표에 대해
공개적으로 지지하는 것을 의미한다(Liden & Maslyn, 1998). 이는 서로에 대한 신뢰
로써 다양한 상황 속에서도 서로 지지하며 상호 간 신뢰를 유지하는 관계를 형성할
수 있다. 또한 충성심은 상사가 구성원에게 위임하고자 하는 업무를 결정하면서 고
려하는 요소가 될 수 있다(구인성, 2020; Liden & Maslyn, 1998). 충성도가 높은 구
성원에게 책임지고 수행할 수 있는 과업을 부여할 가능성이 높은 것이다. 상호 간
신뢰를 바탕으로 지속해서 형성되는 충성심은 LMX 발전의 중요한 요소이다(지평기,
2022).

20.
- 13 -
3) 공헌
공헌(Contribution)은 리더와 구성원이 공동의 목표 달성을 위해 노력하는 직무 연
관 활동의 양적·질적 수준의 지각을 의미하며, 지각 수준이 높을 때 규정된 자신
의 역할 이상의 직무 외 활동까지도 수행하고자 하는 의지를 나타낼 수 있다(Liden
& Maslyn, 1998).
구성원의 목표를 넘어선 성과는 리더에게 긍정적인 인상을 남기고 이를 통해 구성
원은 리더와 높은 수준의 관계를 맺는 단계로 발전한다(Olsson, Hemlin, & Pousette,
2012). 따라서 공동의 목표를 달성하기 위한 구성원의 자발적인 노력은 리더와 구성
원 사이에서 질 높은 교환관계를 형성시킬 수 있다.
4) 전문성 존경
전문성 존경(Professional respect)은 리더와 구성원이 직무 수행 과정에서 상호 간
의 우수성과, 대내외적으로 축적한 평판의 정도에 대한 인식을 의미한다. 구성원이
인식하는 리더에 대한 전문성 존경은 리더의 경력, 대내·외적 평가 등의 자료를
바탕으로 형성되는 경우가 많으며 반드시 서로 대면하거나 오랜 기간 공동으로 업
무를 수행하지 않아도 인식이 가능한 특징을 갖는다(구인성, 2020). 이러한 전문성
존경은 리더가 전문적인 능력을 발휘하여 결과를 성공적으로 이끌어 냈을 때 더욱
힘을 발휘하며, 리더의 직무 지식과 업무수행 능력 결과에 따른 구성원의 신뢰를
통해 상호관계를 발전시킬 수 있게 한다(김경준, 2015). 한편 배을규, 김민주, 김대
영(2013)은 구성원이 리더의 직무 지식과 업무수행 능력에 대해 존경심을 가질수록
업무수행에서 나타나는 무형식 학습활동이 증대된다고 하였다. 이처럼 구성원의 리
더에 대한 전문성 존경은 리더-구성원 교환관계의 질을 더욱 높일 수 있다.

21.
- 14 -
2. 자기 효능감(Self-efficacy)
가. 자기효능감의 개념
자기효능감이란 특정 임무 또는 과제를 달성할 수 있는 자기 능력에 대한 개인의
믿음으로 정의된다(Bandura, 1977). 자기효능감은 제시된 과제와 행동을 성공적으로
수행할 수 있다는 기능성에 대한 자신의 신념으로, 행동의 선택, 수행, 그리고 지속
성에 영향을 미친다. 개인들은 특정 상황에 직면하여 해당 상황에 대처할 수 있는
능력이 없다고 여겨질 때는 회피하지만, 대처할 수 있다고 여겨질 때는 자신감을
가지고 행동을 수행한다(Bandura et al., 1980).
자기효능감의 개념을 최초로 제안하고 발전시킨 Bandura(1977)는 자기효능감을 목
표 달성을 위한 자기 능력에 대한 믿음이라고 정의하였다. Bandura(1977)의 정의 이
후 많은 학자가 자기효능감의 개념을 재해석하는 연구를 시행하였는데, Sherer 등
(1982)은 자기효능감에 대해서 삶의 여러 영역에서의 다양한 성공과 실패의 경험을
통해 새로운 상황에서 가지게 되는 일반화된 기대라고 설명했다.
국내 선행연구를 살펴보면 Cho(2004)는 자기효능감을 개인이 조직에서 부여받은
직무에 대해 성공적으로 수행할 수 있는 능력에 대한 자기 자신의 자신감을 의미한
다고 보았다. 권혁기, 박봉규(2010)는 목표를 완수할 수 있다는 개인 스스로의 능력
에 관한 판단과 수행하려는 동기로 정의했고, 호텔 종사원을 대상으로 한 박종철,
윤용보(2014)는 자기효능감이 업무수행과정에서 특정 결과 및 성과를 얻기 위해 스
스로 느끼고 있는 유능성, 효능성, 자신감으로 정의하였다(이재하, 2018).
선행연구들에서의 자기효능감이란 개인의 능력을 스스로가 가지는 자신감 및 신념
과 믿음으로 정의하고 있다고 보인다. 학습 상황에서의 목표가 학업성취라면 기업
에서는 구성원의 성공적인 업무수행으로 볼 수 있다. 따라서 본 연구에서는 연구
대상에 따른 무용수의 성공적인 무대공연을 위해 계획하고 실행할 수 있는 자기 능
력에 대한 믿음으로 보고자 한다.
초기연구(Bandura, Adams, Hardy, & Howells, 1980)는 상황-특수적 관점에서 자기

22.
- 15 -
효능감을 제시하였으나, Sherer, Maddux, Mercandante, Prentice-Dunn, &
Jacobs(1982)는 해당 개념을 일반적 관점으로 확장하였으며, 이후 서로 병행하여 연
구되었다. Sherer 등(1982)은 다양한 상황과 개인의 특성을 통해 형성된 일반적 자
기효능감이 사전 경험이 없는 과제를 수행하거나 전반적인 수행 형태를 예측하는
데 효과적이라고 했고, 오인수(2002)는 특수적 자기효능감이 제한적인 과제 혹은 상
황에서의 수행을 예측하는 반면 일반적 자기효능감은 일반적이고 포괄적인 수행을
예측한다고 보았다(이재하, 2018). 본 연구에서는 그 대상이 전문직이라는 점과 특정
과제 수행이라는 점에서 특수적 자기효능감의 개념으로 접근하였다.

23.
- 16 -
표 1. 자기효능감의 개념 및 정의(정은지, 2021).
연구자 자기효능감의 개념 및 정의
Bandura
(1977)
특정 업무를 수행하기 위한 자기 능력에 대한 믿음, 확신, 또는
자신감으로 어려운 상황에서도 스스로 극복해 내는 힘
Wood&Budra
(1989)
주어진 상황에 따른 요구를 해결하는 데 필요한 자원을
동원하고 행위를 하는 과정을 판단하는 개인의 능력
Schunk
(1991)
자기효능감이란 주어진 업무를 잘 수행할 수 있다는 본인 자신
의 판단
Gist&Mitchell
(1992)
본인이 선택한 과제와 행동을 잘 해낼 수 있다는 믿음과 신념
Eden&Aviram
(1993)
과제 수행에 필요한 동기, 인지적 과정, 행동을 결정하는
능력에 대한 판단
Gardner&Pierce
(1998)
다양한 상황을 주더라도 과업을 성공적으로 수행할 수
있다는 자신의 전반적 능력에 대한 동기적 신념
Judge, Jackson, Shaw,
Scaott, & Rich(2007)
자신감으로 어려운 상황에서 스스로 극복해 낼 수 있다는 힘
Rigotti, Schyns, &
Mohr(2008)
직업적 자기효능감을 개인이 직무와 관련된 과업들을 성공적으
로 수행할 수 있는 능력과 관련하여 느끼는 유능감
신은경, 차오위,
김진강(2012)
자기효능감을 자기조절효능감, 과제난이도 선호, 자신감의
세 가지 요인으로 파악
이종학
(2014)
자신의 전체적인 수행 능력에 대한 믿음으로 문제 상황에
직면했을 때 요구되는 자기 능력에 대한 개인적 평가
정영신
(2015)
주어진 능력 안에서 어떤 목적을 달성하기 위한 개인의 신념을
나타내는 것으로, 주어진 문제나 구체적 상황에서의 자신감
이현민
(2020)
어떤 결과를 얻는 데 필요한 행동을 얼마만큼 성공적으로 잘
수행해 낼 수 있는가에 대한 자기 능력에 관한 판단
손혜란
(2020)
자신이 원하는 결과를 얻기 위해 특정 행동을 계획하고 계획에
따라 자신이 잘 이뤄낼 수 있다고 스스로 가지는 확고한 신념

24.
- 17 -
나. 자기효능감의 구성요소
Bandura(1977)는 개인의 성공적인 경험이나 타인의 성공적인 행동을 관찰하는 모
방헹동에서 형성되며, 이를 자신감, 자기조절효능감, 과제난이도 선호의 세 가지 요
소로 설명하였다. 이 세 가지 요소는 Bandura가 제시한 자기효능감의 구성요소로
국내에서 일반적으로 가장 많이 사용하고 있다(안순화, 2015; 한나라, 최애경, 2011).
따라서 본 연구에서는 처음 Badura가 제시했던 자신감, 자기조절효능감, 과제난이
도 선호 세 가지를 구성요소로 사용하고자 한다.
1) 자신감
자기효능감에서의 자신감(self-confidence)이란 자기 능력에 대한 확신 또는 신념으
로 축소된 의의를 적용할 수 있다(Sherer et al.,1982). 자기효능감이 상황적-특수적
인 개념에서 과제 달성을 이루기 위해서 꼭 필요한 행동을 조직하며 수행할 수 있
도록 하는 개인의 능력에 대한 판단이다(Bandura, 1986).
따라서, 높은 자신감은 구성원이 더 어려운 과제를 수행할 수 있도록 유도하게 된
다(방선욱, 2009).
2)자기조절효능감
자기조절효능감(self-regulatory efficacy) 자기판단, 자기반응, 자기관찰을 잘 수행
할 수 있는가에 관한 효능을 의미한다(강세현, 2020). 자기조절의 체계를 통해 개인
이 목표를 달성할 수 있는지에 대한 기대이며, 자신이 얼마나 스스로 잘 조절할 수
있는지에 대한 믿음의 정도라고 정의하였다(Bandura, 1977).
인간은 자기 행동을 관찰하며 목표 기준에 맞추어 자신이 수행한 것을 판단한다.
그리고 그 결과가 긍정적이라면 새로운 목표를 설정하고, 부정적이라면 목표를 이
루기 위해 부가적인 행동을 하게 된다(김아영, 차정은, 2010).

25.
- 18 -
3) 과제난이도 선호
과제난이도 선호(task difficulty prefernce)란 개인이 제시된 과제를 선택할 때 어떤
난이도 수준을 선택하는지에 대한 성향이다(Bandura, 1977). 이는 구성원이 실현 가
능성이 있다고 생각하며, 스스로 통제가 가능할 것으로 판단되는 과제를 선택하면
서 발현되고 자기효능감을 증가시킨다(김아영, 박인영, 2001).

26.
- 19 -
3. 무용몰입
몰입(immersion)의 개념은 다의적으로 쓰이고 있는 대표적인 표현으로써 본 연구에
서는 최근 연구들의 대표적인 몰입(flow)를 개념으로 사용되고 있다.
가. 플로우(flow)의 개념
Flow란, Csikszentmihalyi(1975)가 Journal of Humanistic Psychology에 ‘Beyond
Boredom and Anxiety’에서 ‘최적의 경험(Optimal experience)'을 갖게 되는 개인
의 내적 동기로, 온전히 그 활동에 빠져 있는 상태라고 최초로 보고하였다. 이 개념
은‘인간이 언제 가장 행복할까’라는 문제에 대한 심리학적 개념과 방법을 적용한
연구로 발견된 것이다. 여기서 몰입이란 사람들이 다른 어떤 일에도 관심이 없을
정도로 지금하고 있는 일에 푹 빠져 있는 상태, 어떤 활동에 집중할 때 일어나는
최적의 심리적 상태를 말하며, 곧 본인의 모든 의식과 행위가 하나의 목표를 두고
즐거움과 자기 충족감을 느끼는 상태를‘몰입’이라 하였다(노정식, 2010).

27.
- 20 -
표 2. flow 개념 정리 (박정민 등, 2007; 황용석, 1998; 이현주, 2007 재구성)
연구자 개념정의
Csikszentmihalyi
(1975)
"인간이 총체적으로 관여되어 행동할 때 느끼는 푹 빠진 감정“
자기의식의 상실, 명백한 목표 의식, 통제감
Privette and
Bundrick(1987)
“내적인 행복한 경험으로 정의”
절정의 경험과 유사·기쁨과 성취 혹은 모두 포함
Csikszentmihalyi and
Csikszentmihalyi(1988)
“도전과 행위자의 기술이 특정 수준을 넘어선 균형 상태”
Mannell, Zuzanek and
Larson
(1988)
“정서, 잠재 능력, 집중력 그리고 기술/도전 균형감의 지각을
측정함으로써 조직화한다.”
최상의 관여 상태, 기술과 도전, 균형적이라는 지각, 주의 집중,
자기의식의 소멸, 타인에 대한 명백한 피드백, 행동과 주위 환경에
대한 통제감, 즐거움
Massimini and Carli
(1988) 평균의 수준을 넘어서는 균형적인 기술과 도전
Csikszentmihalyi and
LeFevre(1989)
기술과 도전, 새로운 기술을 학습하는데 필요한 정교함,
자부심과 개인적 복잡성의 증가
Csikszentmihalyi (1990) 행동을 통한 통제감과 즐거움
Ghani, Supnick and
Rooney(1991)
두 가지 핵심적인 특성-집중, 즐거움
인지된 도전, 개인의 기술 간의 균형, 환경에 대한 통제감
Trevino and Webster
(1992)
몰입(Flow) 상태에서의 관여는 자기 동기적
다소 재미있고 탐사적인(playful and exploratory) CMC 기술 과정을
통해 지각된 상호작용
Webster, Trevin and
Ryan(1993)
Flow 4가지 차원/
1. 상호작용에 대한 통제감 2. 상호작용에 집중되어 있음을 지각
3.호기심을 통한 상호작용에 환기 4. 상호작용에 대한 본능적인 재미
Clarke and Haworth
(1994)
도전과 기술의 조화와 만족
Ellis, Voelkl and
Morris(1994)
도전과 기술의 균형
Ghani and Deshpande
(1994)
두 가지 특성 1. 총체적인 집중화
2. 활동에서의 즐거움 도전 수준, 환경에 대한 통제감
Lutz and Guiry(1994) 자의식의 상실과 시간 왜곡
Hoffman and Novak
(1996)
상호작용에 의한 연속반응, 내적 즐거움, 자의식 상실, 자아의 재강화
Novak, Hoffman and
Yung(1998)
단일 차원이 아닌 다 차원적 개념
기술, 도전, 통제, 각성 때문에 형성
긍정적 영향, 탐색적 시간과 에너지의 집중
Mannell, Zuzanek and
Larson(1998)
정서적 반응, 잠재력, 집중상태, 기술과 도전 상황의 균형 지각
Zinkhan(1998) 도전과 기술이 높은 상태, 시간과 에너지의 집중

28.
- 21 -
나. 무용몰입의 개념
다른 예술 분야와 달리 무용은 인간의 신체를 도구로 사용하여, 신체를 객관화시
켜 표현해야 하는 동작에 대한 사고와 함께 자의식의 단계를 거쳐 감성을 나타내면
서 관객과 소통해야 하는 표현 예술이다(Murphy, 1987).
무용몰입은 전문무용수로서 공연을 수행하는 데 무엇보다 중요한 심리적 요소로
파악된다. 무용수가 공연에 완전히 빠져들면서 얻게 되는 유능감, 자기존중감 그리
고 무용 수행에 만족을 느끼며, 무용수의 기량을 향상시킨다.
무용전공자들에게 몰입은 자신의 목표 달성과 사회 진출을 위한 중요한 수단이 되
고, 무용전공자들이 무용 활동에 참여할 때 설정한 목표의 수준과 자기실현과의 관
계는 설정한 목표의 범위에서 정확히 수행할 때 최고가 되기 때문에 무용전공자들
의 무용 활동은 그 행동에 몰입하고 전념하여 자신의 신체적 및 정신적 한계의 극
복을 통해 자기 능력 발휘와 능력 개발 그리고 목적 이상의 실현을 얻기 위한 행동
이다(구혜민, 2009). 아울러 몰입에 빠진 사람은 인지적 습관, 높은 자아의식 등으로
환경이나 활동에 조화를 이루는 의식을 가지며, 이러한 내적 동기의 유발을 무용
활동의 수준과 환경의 조화를 이룰 때 높은 경지에 도달하여 무용 수행의 수준을
향상시키고 몰입 경험으로 이어진다고 언급했다(박성식,2012).
이와 같이 무용에서의 몰입은 무용수에게는 자기효능감의 기대치를 높이고 성공적
인 무용 수행을 이끌어 주는 중요한 요인이라고 할 수 있다.

29.
- 22 -
4. 선행연구 분석
가. 무용수와 안무가 교환관계(LMX)의 선행연구
이화(2012)의 한국과 중국무용단의 서비스지향성과 LMX가 조직성과성 및 고객지
향성에 미치는 영향에서, 한국과 중국무용단의 조직성과성은 서비스지향성과 LMX
및 고객지향성의 관계를 강화해주는 중요한 매개변수임을 나타내고 있다. 특히, 한
국과 중국무용단의 서비스지향성은 LMX의 하위요인인 정서 애착, 충성심, 공헌 의
욕, 전문성에 모두 영향을 미치고 있다고 보았다. 유영란(2009)은 직업무용수의 감정
노동 및 교환관계와 무용공연 참여 만족과의 관계에서, 직업무용수의 교환관계 요
인들이 조직몰입의 사명감과 책임감에 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 이시연
(2022)은 무용 전공 대학생의 교수-학생 교환관계, 학습실재감과 무용몰입, 무용능력
성취 및 무용지속의도의 구조적 관계에서 무용전공 대학생의 교수-학생의 교환관계
가 모든 변인에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이처럼 무용에서의 교환관계(LMX) 연구는 아직 미비한 수준에 그치고 있지만, 최
소빈(2002)의 연구에서, 단원들의 리더에 대한 만족도가 높으면 이들의 직무만족도
및 조직몰입 그리고 무용활동에 대한 지속도가 증가한다고 나타났으며 김정호(2000)
의 연구와 이재형, 오석윤과 윤진영(2006)의 연구에서 대학 무용수들의 리더에 대한
신뢰는 무용활동 만족에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이양출(2004)은 무
용단 조직 구성원들 간에 공식적 커뮤니케이션이 이루어지면 자긍심과 사명감이 높
음, 비공식적 커뮤니케이션이 이루어지면 책임감이 높아진다고 하였다.
본 연구에서는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기효능감 및 무용몰입에 영
향을 미치고 있다고 사료된다.

30.
- 23 -
나. 무용에서의 자기효능감 선행연구
신지민(2018)의 연구에서 성인 여성들의 발레 참여 기간이 많을수록 자기효능감도
높아졌다는 연구 결과를 통해 직접 움직이며 다양한 동작을 모방하고 창작하는 참
여 기간이 많아질수록 창의적 능력과 창의적 동기도 높게 나타났다. 신체의 자세를
올바르게 해주고, 걸음걸이를 교정하며, 신체를 지탱하고 체형을 형성하는 기관인
골격 및 근세포들이 모여서 만들어진 근육에 대한 이해도를 높일수록 움직임의 적
응과 이를 수행할 수 있는 훈련 시간을 좋은 결과물로 나타낼 수 있다. 또한 무용
수업을 통하여 유연성 훈련으로 연기자라는 리허설이나 공연 직전의 몸과 마음, 그
리고 근육의 긴장을 풀어주고 심호흡 또한 배우의 신체기능을 향상시킬 수 있다(박
진영, 2012).
지한영(2001)의 연구에서는 무용전공 대학생을 대상으로 한 연구에서 무용전공별과
무용경력별에 따른 신체적 자기효능감과 자기존중감과의 관계에 관해 연구하였으
며, 연구결과 무용정공과 관계없이 무용전공자라면 신체적 자기효능감과 자아존중
감에 효과가 있다고 나타났다. 염다솔(2009)은 무용전공 대학생들의 사회적 체형불
안이 신체적 자기효능감을 저해하는 역할을 하며 공연 자신감에도 영향을 주는 것
으로 나타났다. 오혜림(2010)의 연구에서 무용전공 대학생을 대상으로 한 연구 결과
무용전공 대학생의 신체적 자기지각과 자기효능감이 수업만족에 영향을 미친다고
보고하였다. 정다온(2016)은 무용전공대학생들의 신체이미지가 자기효능감과 성형태
도에 어떻게 영향을 미치는지 연구하였으며, 이는 무용전공대학생의 신체이미지가
자기효능감과 성형태도에 여러모로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
권영균(2010)의 연구에서는 무용전공자의 자기관리와 신체적 자기지각 및 공연자신
감 구조모형의 구조적 타당성 검증하였으며, 연구결과 자기관리는 신체적 자기지각
과 공연자신감에 영향을 미치고, 신체적지각은 공연자신감에 유의한 영향을 미친다
고 보았다.
이에 본 연구에서는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 자기효능감에 영향을 미
칠 것이라 사료된다.

31.
- 24 -
다. 무용에서의 몰입 선행연구
장혜림(2017)은 무용 전공자들의 신체적인 유능감이 무용몰입 및 무용 만족에 미치
는 영향을 살펴 본 결과 무용전공자들의 신체적 만족 및 내적 기술, 대리 경험, 수
행 만족, 동료 비교가 도출된다고 했다. 이윤지(2016)의 연구에서는 작품 몰입의 하
위요인인 명확한 통제 감각이 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났으며
자의식 상실은 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 전문 무용수의 공
연몰입의 하위변인인 통제 감각은 명확한 목표 그리고 자의식 상실과 공연 자신감
에 모두 영향을 미친다고 보았다.
전문무용수의 무용몰입과 신체, 기능적 관계를 연구한 김지희(2012)는 무용 전공자
들의 신체적 자기지각과 무용몰입, 무용 활동 만족의 관계에서 배경 변인에 따른
신체적 자기지각의 차이를 분석한 결과 무용 경력, 연습 빈도, 연습 시간이 높을수
록 신체적 자기지각의 차이가 있는 것으로 보았으며, 신체적 자기지각 중 훈련 관
리는 무용몰입의 인지 몰입에 영향을 주며, 신체적 지각 중 체형관리, 훈련 관리,
가치관리는 행동몰입과 관련이 있다고 보았다. 최영임(2019)의 무용몰입 상황 요인
에 관한 탐색적 연구에서는 성별과 전공에 따라 성격적 요소가 몰입의 차이를 보인
다고 말한다. 무용 활동을 하면서 자신감, 긍정적인 생각, 성취도, 자존감, 인내심,
적극성이 높은 사람일수록 무용몰입에 긍정적 영향을 준다는 것이다.
최현서(2020)는 무용 전공 대학생에게 신체적인 자기지각이 무용몰입과 자기관리에
있어서 긍정적인 영향을 미친다고 보았다. 신체적 자기지각과 자기관리가 무용몰입
의 관계를 완전하게 매개하는 것으로 나타났으며 무용 전공생들이 무대 위에서 자
신의 기량을 최대한 발휘하고 내면을 표현하는 것이 가장 중요한 목적이기에 신체
와 정신이 완벽하게 미치는 신체적 자기지각과 자기관리의 중요성을 강조하였다.
무용수의 무용몰입에 노정식(2010)은 무용 경험 특성, 개인적 특성, 중요타자의 지
원 등이 중요요인으로 작용한다고 하였다. 이에 본 연구에서는 직업무용수와 안무
자의 교환관계는 무용수의 공연몰입에 영향을 미칠 것으로 사료된다.

32.
- 25 -
Ⅲ. 연구방법
이 연구에서 설정한 연구 모형을 중심으로 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)와
자기효능감 및 무용몰입의 각 요인들의 영향력과 상호관련성을 살펴보고, 변수 간
의 인과관계를 분석하기 위하여 다음과 같은 구체적인 연구 방법을 이용하였다.
1. 연구대상
이 연구에서는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감 및 무용
몰입에 미치는 영향을 조사하기 위하여 전국의 직업단체에 소속된 전문무용수를 대
상으로 모집단을 선정하였다. 자료수집을 위해 편의표본추출법(convenience
sampling)을 활용하였고, 응답이 불성실한 자료를 제외하고 총 196명을 표집으로 조
사하였다.
표 3. 연구대상자의 개인적 특성
변인 구성내용 사례수(n) 백분율(%)
성별
남 44 22.4
여 152 77.6
연령
20대 44 22.4
30대 73 37.2
40대 58 29.6
50대이상 21 10.7
경력
10년이하 50 25.5
10~20년 59 30.1
20년이상 87 44.4
월수입
100만원 이하 36 18.4
100~200만원 이하 40 20.4
200~300만원 이하 66 33.7
300~400만원 이상 54 27.5
소속
객원무용수 21 10.7
국공립무용수 175 89.3

33.
- 26 -
2. 조사도구
1) 설문지의 구성
이 연구에서 사용한 설문지의 구성은 조사대상자의 개인적 특성에 관한 항목 5문
항, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)에 관한 항목 12항목, 무용수의 자기효능감에
관한 항목 24항목, 무용수의 무용몰입에 관한 항목 12항목으로 구성하였으며, 총 53문
항으로 구성하였다. 구체적인 설문지의 구성 지표는 다음의 <표 4>와 같다.
표 4. 설문지의 구성 지표
변인 구성내용 전체문항수
개인적특성 성별, 연령, 경력, 월수입, 소속 5문항
LMX
정서적친밀감(4)
12문항
충성심(3)
공헌(2)
전문성(3)
자기효능감
자신감(7)
24문항
자기조절효능감(11)
과제난이도(6)
무용몰입
행위몰입(3)
12문항
인지몰입(9)
합 계 53문항

34.
- 27 -
(1) 개인적 특성
개인적인 특성은 성별, 연령, 경력, 월수입, 소속으로 구분하였으며, 각 한 문항씩
총 5문항으로 구성하였다. 성별은 남자와 여자를 보기로 표기하도록 하였고, 연령은
20대, 30대, 40대이상으로 세 가지 중 하나를 보기로 체크하도록 하였다. 무용 경력은
전문무용수를 특정하였기에 10년 이하, 10~20년, 20년 이상으로 나누어 체크하도록 하
였다. 월수입은 월100만원 이하, 100~200만원 이하, 200~300만원 이하, 300~400만원
이하, 소속은 객원무용수와 단체소속무용수 두 가지로만 나누어 체크하도록 하였다.
(2) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)
무용수와 안무가의 교환관계(LMX)는 Dienesch와 Liden(1986)이 개발한 것을 이태
구(2008), 김일형(2009), 오선균(2010)의 연구에서 번안하여 사용한 설문내용을 본 연구
에 맞게 수정하여 사용하였다. 정서적 친밀감 4문항, 충성심 3문항, 공헌 2문항, 안무
자의 전문성 3문항으로 총 12문항으로 구성하였다. 이들 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않
다’(1점), ‘매우 그렇다’ (5점)의 Likert척도로 구성되었다.
(3) 자기효능감
무용수의 자기효능감 측정은 김아영과 차정은(2010)이 개발한 일반적인 자기효능
감의 척도로, 현영섭(2005)과 이슬기(2014)의 연구에서 검증한 조사도구이다. 자신감 7
문항, 자기조절효능감 12문항, 과제 난이도 선호 5문항으로 총 24문항으로 작성되었
다. 이들 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’(1점), ‘매우 그렇다’ (5점)의 Likert척도로
구성되었다.

35.
- 28 -
(4) 무용몰입
무용몰입의 측정은 Scanlan(1993)의 ESCM(Expansion of Sport Commitment Model)
을 기초자료로 정용각(1997)이 우리나라에 대입하여 적합하게 개발한 스포츠 몰입 설
문지를 수정·보완하여 사용하였다. 본 설문지는 김혜림(2005), 백순기(2003), 이경희
(2006)의 선행연구에서 사용된 행위몰입 4문항과 인지몰입 8문항, 총 12문항으로 구성
되었다. 이들 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’(1점), ‘매우 그렇다’ (5점)의 Likert척
도로 구성되었다.

36.
- 29 -
3. 측정도구의 타당도와 신뢰도
1) 타당도 분석
설문지의 타당도를 검증하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 측정변수는
구성 요인을 추출하기 위해서 주성분 분석(principle component analysis)방법을 사용
하였고, 요인 적재치의 단순화를 위하여 직교회전방식(varimax)을 채택하였다.
먼저 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)에 관한 측정변수는 4개의 하위요인으로
구성되어 4개의 고정요인방식으로 정서적 친밀감, 충성심, 공헌, 전문성을 추출하였
다.
본 요인분석의 KMO=.857, Bartlett의 구형성 검정(χ²=593.889, df=45, p<.001)로 요인
분석에 적합한 것으로 나타났다. 이 중 각 요인에서 요인적재치가 .50 이하로 나타난 문
항들은 구성 타당도를 높이고자 삭제되어 총 10문항으로 구성되었다. 삭제된 문항은
정서적 친밀감에서 한 문항, 충성심에서 한 문항이며 삭제한 후 누적 분산율은
78.677%로 나타났다. 구체적인 내용은 다음의 <표 5>와 같다.

37.
- 30 -
무용수의 자기효능감에 관한 측정변수는 요인분석 결과 자신감과 자기조절효능감,
과제난이도 선호의 3가지 요인으로 추출되었다. 본 요인분석의 KMO=.880, Bartlett의
구형성 검정(χ²=2007.876, df=190, p<.001)로 요인분석에 적합한 적으로 나타났다. 각 요
인적채치가 .50 이하로 나타난 문항들은 구성 타당도를 높이고자 삭제되어 총 18문항
으로 구성되었다. 삭제된 문항은 자신감에서 3문항, 자기조절효능감에서 1문항, 과제
난이도선호에서 2문항이며, 삭제한 후 누적 분산율은 58.100%로 나타났다. 각 문항의
측정 지표를 확인하여 자신감의 7문항, 자기조절효능감의 11문항, 과제난이도 선호에
서 6문항으로 요인을 구분하였다. 구체적인 내용은 다음의 <표 6>과 같다.
변인 문항 요인1 요인2 요인3 요인4 공분산비(h²)
정서적친밀감
LMX3 .878 .793
LMX2 .767 .748
LMX1 .763 .842
전문성
LMX12 .851 .721
LMX10 .827 .855
LMX11 .620 .822
충성심
LMX6 .864 .784
LMX5 .657 .821
공헌
LMX8 .865 .664
LMX9 .735 .818
고유값 5.063 1.153 .975 .677
분산 % 50.635 11.525 9.747 6.769
누적 % 50.635 62.160 71.908 78.677
KMO=.857, Bartlett의 구형성 검정(x2
=593.889, df=45, p<.001)
표 5. 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)에 관한 요인분석 결과

38.
- 31 -
표 6. 무용수의 자기효능감에 관한 요인분석 결과
변인 문항 요인1 요인2 요인3 공분산비(h²)
자신감
Effi2 .831 .731
Effi5 .759 .618
Effi3 .757 .661
Effi4 .755 .664
Effi1 .746 .620
Effi6 .563 .500
Effi7 .523 .516
자기조절효능감
Effi14 .752 .610
Effi13 .597 .401
Effi15 .592 .400
Effi16 .751 .594
Effi17 .678 .494
Effi8 .655 .461
Effi9 .689 .502
Effi10 .620 .577
Effi11 .637 .490
Effi12 .714 .579
과제난이도선호
Effi22 .829 .732
Effi23 .818 .767
Effi24 .830 .716
고유값 7.286 2.663 1.671
분산 % 36.432 13.313 8.355
누적 % 36.432 49.746 58.100
KMO=.880, Bartlett의 구형성 검정(χ²=2007.876, df=190, p<.001)

39.
- 32 -
무용몰입에 관한 측정변수는 요인분석 결과 행위몰입과 인지몰입 2개의 요인으로
추출되었다. 본 요인분석의 KMO=.924, Bartlett의 단위행렬 검정(χ²=1104.214,df=66,
p<.001)로 요인분석에 적합한 것으로 나타났다. 누적 분산율은 71.782%로 나타났다. 구
체적인 내용은 다음의 <표 7>과 같다.
표 7. 무용몰입에 관한 요인분석 결과
변수 문항 요인1 요인2 공분산비(h²)
행위몰입
Flow10 .896 .816
Flow11 .774 .717
Flow9 .746 .539
인지몰입
Flow1 .862 .772
Flow2 .820 .695
Flow3 .802 .751
Flow6 .797 .741
Flow4 .781 .716
Flow5 .775 .759
Flow7 .689 .683
Flow8 .662 .637
Flow12 .552 .789
고유값 7.493 1.121
분산 % 62.44 9.341
누적 % 62.44 71.782
KMO=.924, Bartlett의 단위행렬 검정(χ²=1104.214, df=66, p<.001)

40.
- 33 -
2) 신뢰도 분석
신뢰도를 검증하기 위하여 통계 프로그램인 SPSS 2.0을 사용하였다. 내적 일치성
을 나타내는 신뢰계수인 Cronbach' ⍺계수를 이용하여 각 문항간의 관련성을 검증하
였다. Ven de Ven & Ferry(1980)의 연구에 따르면 신뢰도 분석 결과 연구 단위의 신
뢰도 값이 0.6정도로 산출되면 신뢰성에 큰 문제가 없는 것으로 판단하였다. 또한 측
정항목의 수가 10개 이하인 경우, 연구 단위의 신뢰도 값이 0.7이상으로 산출되면 신
뢰도가 상당히 양호하다고 보고 있다(Nunnally, 1978). 이와 같이 선행연구의 기준에
따라 본 연구의 요인별 신뢰도 값은 상당히 양호하게 나타났다.
각 요인별 신뢰도 분석 결과는 다음 <표 8>에서 볼 수 있다.
표 8. 측정도구의 신뢰도 분석
변인 척도내용 문항수 Cronbach's α
LMX
정서적 친밀감 3 .86
충성심 2 .74
공헌 2 .611
전문성 3 .834
자기효능감
자신감 7 .785
자기조절효능감 10 .88
과제난이도 선호 3 .868
무용몰입
행위몰입 3 .847
인지몰입 9 .937

41.
- 34 -
4. 조사절차
이 연구는 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감 및 무용몰
입에 미치는 영향을 규명하기 위하여 본 연구를 실시하기 전 무용수 129명을 대상
으로 설문지를 미리 배부하였다. 사전 조사를 통하여 설문지 내용에 대한 의미 전
달에 어려움이 없는지 확인하고, 내적 일관성과 신뢰도를 검증한 후 이를 다시 수
정, 보완하여 사용하였다. 본 조사에서는 전국에 소재한 무용 단체를 대상으로 하였
으며, 사전에 각 무용단에 양해를 구한 후, 국립국악원 무용단 46명, 국립무용단 26
명, 경기도립무용단 43명, 서울시립무용단 45명, 인천시립 무용단 36명씩 총 196명
에게 설문지 내용을 설명하고 자기평가기입법(self-administration method)으로 설문
내용에 응답하도록 설문을 배포하였다.

42.
- 35 -
5. 자료처리방법
본 연구를 수행하기 위하여 수집된 자료 중 설문지 응답 내용이 불성실하거나 신뢰
성이 없다고 판단되는 자료는 분석 대상에서 제외하고, 분석 가능한 자료를 개별 입력
시킨 후, SPSS/PC용 26.0 Version을 이용하여 분석하였다.
첫째, 무용수의 개인적 특성에 따른 성별, 연령, 경력, 수입, 소속의 차이를 알아보
기 위하여 성별과 소속은 t-test, 연령, 경력, 수입은 일원분산분석(one way-ANOVA)
을 실시하였으며, 사후검증(sheffe test)을 실시하였다.
둘째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX), 무용수의 자기효능감, 무용몰입 간의 연
관성을 파악하기 위해서 상관관계 분석을 실시하였다.
셋째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감에 미치는 영향,
무용수의 자기효능감이 무용몰입에 미치는 영향, 그리고 무용수와 안무가의 교환관계
(LMX)가 무용몰입에 미치는 각각의 상대적인 영향력을 알아보기 위해 다중회귀분석
(Multiful Regression Analysis)을 실시하였다.
넷째, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감 및 무용몰입의 인
과관계를 실증적으로 규명하기 위하여 경로분석(Path Analysis)을 실시하였다.

43.
- 36 -
Ⅳ. 연구 결과
이 연구의 목적인 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용수의 자기효능감 및
무용몰입에 미치는 영향을 실증적으로 규명하기 위해 설정된 연구가설을 중심으로
자료를 분석하였다.
결과는 다음과 같다.
1. 개인적 특성에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX), 자기효
능감, 무용몰입의 차이
본 연구에서 무용수의 개인적 특성(성별, 연령, 경력, 수입, 소속)에 따른 안무가
의 교환관계(LMX), 자기효능감, 무용몰입의 차이를 검증하기 위하여 본 연구에서는
가설 Ⅰ. ‘무용수의 개인적 특성에 따라 안무가의 교환관계(LMX), 자기효능감, 무
용몰입의 차이가 있을 것이다.’를 설정하였다. 이와 같은 연구가설을 검증하기 위
하여 성별과 소속은 t-test, t검증으로 실시하였고, 연령, 경력, 수입은 일원분산분석
(one-way ANOVA)을 실시하였으며, 연령, 무용경력, 수입에 관해서는 통계적으로 유
의한 차이가 나타난 변수에만 Scheffe의 사후검증(post-hoc)을 실시하였다.
1) 무용수의 개인적 특성에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 차이
연구의 가설 Ⅰ-1. ‘무용수의 개인적 특성에 따라 안무가의 교환관계(LMX)의 차
이가 있을 것이다.’를 검증하기 위하여 성별과 소속에 관해서는 t-test, 연령, 경력,
수입은 일원분산분석(one-way ANOVA)을 실시하였다. 구체적인 분석 결과는 다음의
<표 9>부터 <표 13>까지와 같다.

44.
- 37 -
표 9. 성별에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 t-test결과
<표 9>에서 제시된 바와 같이, 성별에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의
t-test결과, 모든 변인에서 남성의 평균이 여성보다 높게 나타났다. 즉, 정서적 친밀
감에서 남자(M=3.06, SD=0.96), 여자(M=3.02, SD=0.79)으로 나타났고, 충성심에서 남
자(M=2.9, SD=0.84), 여자(M=2.77, SD=0.9)으로 나타났으며, 공헌도에서 남자(M=3.78,
SD=0.75), 여자(M=3.74, SD=0.73)로 나타났고, 전문성에서 남자(M=3.48, SD=0.78), 여
자(M=3.37, SD=0.83)으로 나타났다. 그러나 통계적 수준으로는 모든 변인에서 유의한
차이가 없는 것으로 나타났다.
LMX 성별 n M±SD df t
정서적친밀감
남 44 3.06±0.96
집단간:1
집단내:195
합계:196
.303
여 152 3.02±0.79
충성심
남 44 2.9±0.84
집단간:1
집단내:195
합계:196
.866
여 152 2.77±0.9
공헌
남 44 3.78±0.75
집단간:1
집단내:194
합계:195
.363
여자 151 3.74±0.73
전문성
남 44 3.48±0.78
집단간:1
집단내:195
합계:196
.83
여자 152 3.37±0.83

45.
- 38 -
표 10. 소속집단에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 t-test결과
*p<.05
<표 10>에서 제시된 바와 같이, 소속집단에 따른 무용수와 안무가의 교환관계
(LMX)의 t-test결과, 모든 변인에서 프리랜서가 평균이 높게 나타났다. 즉, 정서적
친밀감에서 프리랜서(M=3.21, SD=0.7), 국공립무용단(M=3.01, SD=0.84)으로 나타났고,
충성심에서 프리랜서(M=3.21, SD=0.94), 국공립무용단(M=2.75, SD=3.62)으로 나타났
고, 공헌에서 프리랜서(M=3.73, SD=0.76), 국공립무용단(M=3.74, SD=0.76)으로 나타났
고, 전문성에서 프리랜서(M=3.73, SD=0.76), 국공립무용단(M=3.35, SD=0.82)으로 나타
났다. 이러한 차이는 충성심과 전문성에서 5%(p<.05)수준으로 유의한 차이가 있는
것으로 나타났다. 그러나 정서적 친밀감과 공헌에서는 유의한 차이가 없는 것으로
나타났다.
LMX 집단 n M±SD df t
정서적친밀감
프리랜서 21 3.21±0.7
집단간:1
집단내:195
합계:196
1.050
국공립무용단원 175 3.01±0.84
충성심
프리랜서 21 3.21±0.94
집단간:1
집단내:195
합계:196
2.317*
국공립무용단원 175 2.75±0.87
공헌
프리랜서 21 3.73±0.76
집단간:1
집단내:194
합계:195
.402
국공립무용단원 174 3.74±0.76
전문성
프리랜서 21 3.73±0.76
집단간:1
집단내:195
합계:196
2.004*
국공립무용단원 175 3.35±0.82

46.
- 39 -
표 11. 연령에 따른 무용수-안무가의 교환관계(LMX)의 일원분산분석 및 사후분석
결과
*p<.05, ***p<.001 n.s : none significant
a=20대, b=30대, c=40대, d=50대 이상
<표 11>와 같이 연령차이를 분석한 결과, 모든 변인에서 평균적으로 전문성에서
20대가 가장 높게 나타났다. 즉, 정서적 친밀감에서 20대(M=3.25, SD=0.70), 50대 이
상(M=3.13, SD=0.99), 40대(M=3.08, SD=0.78), 30대(M=2.82, SD=0.86)으로 나타났고, 충
성심은 20대(M=3.11, SD=0.78), 30대(M=2.74, SD=0.89), 40대(M=2.69, SD=0.86), 50대
이상(M=2.62, SD=1.04)으로 나타났고, 공헌은 20대(M=3.97, SD=0.58), 50대 이상
(M=3.83, SD=0.70), 30대(M=3.68, SD=0.75), 40대(M=3.65, SD=0.81)으로 나타났고, 전문
성은 20대(M=3.79, SD=0.61), 30대(M=3.37, SD=0.75), 40대(M=3.22, SD=0.88), 50대
(M=3.11, SD=1.01)순으로 나타났다. 이러한 차이는 정서적 친밀감에서 5%(p<.05)수준
LMX 연령 N M SD df F Post-hoc
정서적
친밀감
20대 44 3.25 0.70
집단간:3
집단내:192
합계:195
2.817* a>b
30대 73 2.82 0.86
40대 58 3.08 0.78
50대이상 21 3.13 0.99
충성심
20대 44 3.11 0.78
집단간:3
집단내:192
합계:195
2.608 n.s
30대 73 2.74 0.89
40대 58 2.69 0.86
50대이상 21 2.62 1.04
공헌
20대 43 3.97 0.58
집단간:3
집단내:191
합계:194
2.434 n.s
30대 73 3.68 0.75
40대 58 3.65 0.81
50대이상 21 3.83 0.70
전문성
20대 44 3.79 0.61
집단간:3
집단내:192
합계:195
6.698*** a>c,d
30대 73 3.37 0.75
40대 58 3.22 0.88
50대이상 21 3.11 1.01

47.
- 40 -
에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 또한 전문성에서 .1%(p<.001)수준에서
유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 그러나 충성심과 공헌에서는 유의한 차이가
없는 것으로 나타났다.
Scheffe Test방법을 통한 사후검증(post-hoc test)결과, 정서적 친밀감은 20대가 30대
보다 높게 나타났다. 전문성에서는 20대가 40대, 50대보다 높게 나타났다.

48.
- 41 -
표 12. 경력에 따른 무용수-안무가의 교환관계(LMX)의 일원분산분석 및 사후분석
결과
*p<.05, **p<.01, ***p<.001 n.s : none significant
a= 10년 미만, b=11-20년 미만, c=20년 이상
<표 12>와 같이 경력차이를 분석한 결과, 모든 변인에서 평균적으로 10년미만에
서 가장 높게 나타났다. 즉, 정서적 친밀감에서 10년미만(M=3.01, SD=0.94), 11~20년
미만(M=2.97, SD=0.93), 20년이상(M=2.89, SD=0.88)순으로 나타났고, 충성심에서 10년
미만(M=2.89, SD=1.03), 11~20년미만(M=2.88, SD=0.86), 20년이상(M=2.60, SD=0.89)순
으로 나타났고, 공헌에서 10년미만(M=3.87, SD=0.75), 20년이상(M=3.69, SD=0.76),
11~20년미만(M=3.60, SD=0.83)순으로 타났고, 전문성에서 10년미만(M=3.56, SD=0.94),
11~20년미만(M=3.38, SD=0.77), 20년이상(M=3.16, SD=0.89)순으로 나타났다. 이러한
차이는 정서적 친밀감에서 1%(p<.01), 전문성에서 .1%(p<.001), 충성심에서 5%(p<.05),
공헌에서 1%(p<.01)수준에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. Scheffe Test방
법을 통한 사후검증(post-hoc test)결과, 정서적 친밀감과 충성심은 10년미만이 20년
이상보다 높게 나타났고, 공헌에서는 10년미만이 11~20년미만보다 높게 나타났다.
또한 전문성은 10년미만이 11~20년미만, 20년이상보다 높게 나타났다.
LMX 경력 n M SD df f Post-hoc
정서적
친밀감
10년미만 59 3.01 0.94 집단간:2
집단내:193
합계:195
4.005** a>c
11~20년미만 63 2.97 0.93
20년이상 88 2.89 0.88
충성심
10년미만 59 2.89 1.03 집단간:2
집단내:193
합계:195
4.264* a>c
11~20년미만 63 2.88 0.86
20년이상 88 2.60 0.89
공헌
10년미만 59 3.87 0.75 집단간:2
집단내:192
합계:194
4.722** a>b
11~20년미만 62 3.60 0.83
20년이상 88 3.69 0.76
전문성
10년미만 59 3.56 0.94 집단간:2
집단내:193
합계:195
9.989*** a>b,c
11~20년미만 63 3.38 0.77
20년이상 88 3.16 0.89

49.
- 42 -
표 13. 수입에 따른 무용수-안무가의 교환관계(LMX)의 일원분산분석 및 사후분석
결과
n.s : none significant
a=100만원이하, b=100-200만원이하, c=200-300만원이하, d=300만원 이상
<표 13>과 같이 월수입에 따른 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 일원분산분석
및 사후분석 결과, 정서적 친밀감, 전문성, 충성심, 공헌에서는 100만 원 이하가 가
장 높게 나타났다. 즉, 정서적 친밀감은 100만 원 이하(M=3.27, SD=0.75), 100~200만
LMX 수입 n M SD df f Post-hoc
정서적
친밀감
100만원
이하
36 3.27 0.75
집단간=3
집단내=1
92
합계=195
3.575 a>c
100~200
만원이하
40 3.17 0.72
200~300
만원이하
66 2.78 0.80
300만원
이상
54 3.07 0.92
전문성
100만원
이하 36 3.79 0.69
집단간=3
집단내=1
92
합계=195
7.349 a,b>c,d
100~200
만원이하 40 3.66 0.62
200~300
만원이하 66 3.21 0.71
300만원
이상
54 3.17 0.99
충성심
100만원
이하
36 3.04 0.86
집단간=3
집단내=1
92
합계=195
2.165 n.s
100~200
만원이하 40 2.95 0.90
200~300
만원이하 66 2.67 0.78
300만원
이상
54 2.67 0.98
공헌
100만원
이하
36 4.07 0.55
집단간=3
집단내=1
91
합계=194
3.751 a>c
100~200
만원이하 39 3.71 0.66
200~300
만원이하 66 3.58 0.75
300만원
이상
54 3.78 0.82

50.
- 43 -
원 이하(M=3.17, SD=0.72), 300만 원 이상(M=3.07, SD=0.92), 200~300만 원 이하
(M=2.78, SD=0.80) 순으로 나타났고, 전문성에서는 100만 원 이하(M=3.79, SD=0.69),
100~200만 원 이하(M=3.66, SD=0.62), 200~300만 원 이하(M=3.21, SD=0.71), 300만 원
이상(M=3.17, SD=0.99)순으로 나타났고, 충성심에서는 100만 원 이하(M=3.04,
SD=0.86), 100~200만 원이 하(M=2.95, SD=0.90), 200~300만 원 이하와 300만 원 이상
=2.67) 순으로 나타났으며, 공헌은 100만 원 이하(M=4.07, SD=0.55), 300만 원 이상
(M=3.78, SD=0.82), 100~200만 원 이하(M=3.71, SD=0.66), 200~300만 원이 하(M=3.58,
SD=0.75)순으로 나타났다. 또한, 정서적 친밀감, 충성심, 공헌, 전문성에서는 유의한
차이가 없는 것으로 나타났다.

51.
- 44 -
2) 무용수의 개인적 특성에 따른 무용수의 자기효능감 차이
본 연구의 가설 Ⅰ-2. ‘무용수의 개인적 특성에 따라 자기효능감은 차이가 있을
것이다.’를 검증하기 위하여 성별과 소속에 관해서는 t-test, 연령, 경력, 수입은 일
원분산분석(one-way ANOVA)을 실시하였다. 구체적인 분석 결과는 다음의 <표 14>
에서 <표 18>까지와 같다.
표 14. 성별에 따른 자기효능감의 t-test결과
*p<.05
<표 14>에서 제시된 바와 같이, 성별에 따른 자기효능감의 t-test결과, 모든 변인에
서 남성의 평균이 여성보다 높게 나타났다. 즉, 자신감에서 남자(M=3.38, SD=0.60),
여자(M=3.15, SD=0.65)로 나타났으며, 자기조절효능감에서 남자(M=3.72, SD=0.59), 여
자(M=3.69, SD=0.48)로 나타났고, 과제난이도 선호에서 남자(M=3.38, SD=0.75), 여자
(M=3.26, SD=0.74)로 나타났다. 자신감만 통계적으로 5%(p<.05) 수준에서 유의한 차
이가 있는 것으로 나타났다.
EFF 성별 n M±SD df t
자신감
남 44 3.38±0.60
집단간=1
집단내=194
합계=195
2.065*
여 152 3.15±0.65
자기조절효능감
남 44 3.72±0.59
집단간=1
집단내=194
합계=195
.338
여 152 3.69±0.48
과제난이도선호
남 44 3.38±0.75
집단간=1
집단내=194
합계=195
.961
여 152 3.26±0.74

52.
- 45 -
표 15. 소속에 따른 자기효능감의 t-test결과
***p<.001
<표 15>에서 제시된 바와 같이, 소속에 따른 자기효능감의 t-test결과, 자신감과 자
기조절효능감에서의 평균이 프리랜서보다 국공립무용단의 평균이 높았으며 과제난
이도 선호에서는 프리랜서의 평균이 국공립무용단보다 높게 나타났다. 즉, 자신감에
서 프리랜서(M=3.15, SD=0.79), 국공립무용단(M=3.21, SD=0.62)로 나타났으며, 자기조
절효능감에서 프리랜서(M=3.61, SD=0.64), 국공립무용단(M=3.70, SD=0.49)으로 나타났
고, 과제난이도 선호에서 프리랜서(M=3.89, SD=0.87), 국공립무용단(M=3.21, SD=0.69)
으로 나타났다. 이러한 차이는 과제난이도 선호에서만 통계적으로 0.1%(p<.001)수준
에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다.
EFF 소속 n M±SD df t
자신감
프리랜서 21 3.15±0.79
집단간=1
집단내=195
합계=196
-0.401
국공립무용단 175 3.21±0.62
자기조절
효능감
프리랜서 21 3.61±0.64
집단간=1
집단내=195
합계=196
-0.805
국공립무용단 175 3.70±0.49
과제난이도
선호
프리랜서 21 3.89±0.87
집단간=1
집단내=195
합계=196
4.106***
국공립무용단 145 3.21±0.69

53.
- 46 -
표 16. 연령에 따른 자기효능감의 일원분산분석 및 사후분석 결과
*p<.05 n.s : none significant
a=20대, b=30대, c=40대, d=50대 이상
<표 16>에서 제시된 바와 같이, 연령에 따른 자기효능감의 일원분산분석 결과, 자
신감에서는 30대의 평균이 가장 높게 나왔으며, 자기조절효능감과 과제난이도 선호
에서는 20대가 평균이 가장 높게 나왔다. 즉, 자신감에서 30대와 50대 이상(M=3.24),
40대(M=3.19, SD=0.62), 20대(M=3.15, SD=0.74)로 나타났으며, 자기조절효능감에서 20
대(M=3.73, SD=0.45), 30대(M=3.72, SD=0.52), 50대 이상(M=3.70, SD=0.52), 40대
(M=3.64, SD=0.52)로 나타났고, 과제난이도 선호에서 20대(M=3.55, SD=0.79), 50대 이
상(M=3.25, SD=0.75), 40대(M=3.25, SD=0.66), 30대(M=3.16, SD=0.75)로 나타났다. 이러
한 차이는 연령에 따른 자기효능감에서 과제난이도 선호가 영향을 미치는 것으로
나타났다. Scheffe Test 방법을 통한 사후검증(post-hoc test) 결과, 과제난이도 선호
는 20대가 30대보다 높은 것으로 나타났다.
EFF 연령 n M SD df f Post-hoc
자신감
20대 44 3.15 0.74
집단간=3
집단내=192
합계=195
.234 n.s
30대 73 3.24 0.61
40대 58 3.19 0.62
50대이상 21 3.24 0.58
자기조절효능감
20대 44 3.73 0.45
집단간=3
집단내=192
합계=195
.366 n.s
30대 73 3.72 0.52
40대 58 3.64 0.52
50대이상 21 3.70 0.52
과제난이도선호
20대 44 3.55 0.79
집단간=3
집단내=192
합계=195
2.733* a>b
30대 73 3.16 0.75
40대 58 3.25 0.66
50대이상 21 3.25 0.75

54.
- 47 -
표 17. 경력에 따른 자기효능감의 일원분산분석 및 사후분석 결과
n.s : none significant
<표 17>에서 제시된 바와 같이, 경력에 따른 자기효능감의 일원분산분석 및 사후
분석 결과, 자신감에서 20년 이상의 평균이 가장 높게 나타났으며, 자기조절효능감
과 과제난이도 선호에서는 10년 미만에서 평균이 가장 높게 나타났다. 즉, 자신감에
서 20년 이상(M=3.24, SD=0.62), 10년 미만(M=3.22, SD=0.68), 11~20년 미만(M=3.14,
SD=0.64)으로 나타났고, 자기조절효능감에서 10년 미만(M=3.76, SD=0.44), 20년 이상
(M=3.71, SD=0.52), 11~20년 미만(M=3.60, SD=0.53)으로 나타났고, 과제난이도 선호에
서 10년 미만(M=3.39, SD=0.64), 11~20년 미만(M=3.25, SD=0.92), 20년 이상(M=3.24,
SD=0.69)로 나타났으나, 모든 변인에서 통계적으로 유의미한 결과는 나타나지 않았
다.
EFF 경력 n M SD df f Post-hoc
자신감
10년미만 59 3.22 0.68 집단간=2
집단내=193
합계=195
.433 n.s
11~20년
미만
63 3.14 0.64
20년이상 88 3.24 0.62
자기조절효능감
10년미만 59 3.76 0.44
집단간=2
집단내=193
합계=195
1.34 n.s
11~20년
미만
63 3.60 0.53
20년이상 88 3.71 0.52
과제난이도선호
10년미만 59 3.39 0.64
집단간=2
집단내=193
합계=195
.641 n.s
11~20년
미만
62 3.25 0.92
20년이상 88 3.24 0.69

55.
- 48 -
표 18. 수입에 따른 자기효능감의 일원분산분석 및 사후분석 결과
n.s : none significant
<표 18>에서 제시된 바와 같이, 수입에 따른 자기효능감의 일원분산분석 및 사후
분석 결과, 자신감은 200~300만 원 이하의 평균이 가장 높게 나타났으며, 자신감과
과제난이도선호에서는 100만 원 이하에서 평균이 가장 높게 나타났다. 즉, 자신감에
서 200~300만원 이하(M=3.24, SD=0.51), 100만원 이하(M=3.23, SD=0.64), 300만원 이
상(M=3.21, SD=0.74), 100~200만원 이하(M=3.11, SD=0.70)로 나타났고, 자기조절효능
감에서 100만원 이하(M=3.82, SD=0.46), 300만원 이상(M=3.72, SD=0.57), 200~300만원
이하(M=3.67, SD=0.49), 100~200만원 이하(M=3.59, SD=0.47)으로 나타났고, 과제난이
도에서는 100만원 이하(M=3.37, SD=0.64), 100~200만원 이하(M=3.28, SD=0.75), 300
만원 이상(M=3.27, SD=0.77), 200~300만원 이하(M=3.25, SD=0.78)로 나타났으나, 모든
하위변인에서 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.
EFF 수입 n M SD df f Post-hoc
자신감
100만원이하 36 3.23 0.64
집단간=3
집단내=192
합계=195
0.404 n.s
100~200만원
이하
40 3.11 0.70
200~300만원
이하
66 3.24 0.51
300만원이상 54 3.21 0.74
자기조절
효능감
100만원이하 36 3.82 0.46
집단간=3
집단내=192
합계=195
1.407 n.s
100~200만원
이하
40 3.59 0.47
200~300만원
이하
65 3.67 0.49
300만원이상 53 3.72 0.57
과제난이도
선호
100만원이하 36 3.37 0.64
집단간=3
집단내=192
합계=195
0.217 n.s
100~200만원
이하
40 3.28 0.75
200~300만원
이하
66 3.25 0.78
300만원이상 54 3.27 0.77

56.
- 49 -
3) 무용수의 개인적 특성에 따른 무용수의 무용몰입 차이
본 연구의 가설 Ⅰ-3. ‘무용수의 개인적 특성에 따라 무용수의 무용몰입 차이가
있을 것이다.’를 검증하기 위하여 성별과 소속에 관해서는 t-test, 연령, 경력, 수입
은 일원분산분석(one-way ANOVA)을 실시하였다. 구체적인 분석 결과는 다음의 <표
19>에서 <표 23>까지와 같다.
표 19. 성별에 따른 무용몰입의 t-test 결과
<표 19>에서 제시된 바와 같이, 성별에 따른 무용몰입의 t-test 결과, 모든 변인에
서 여자가 모두 평균이 높게 나타났다. 즉, 행위몰입에서 여자(M=3.83, SD=0.75), 남
자(M=3.80, SD=0.88)로 나타났고, 인지몰입에서 여자(M=3.95, SD=0.73), 남자(M=3.86,
SD=0.75)로 나타났다. 이러한 성별의 차이는 무용몰입에서 통계적으로 유의미한 차
이가 없는 것으로 나타났다.
Flow 성별 n M±SD df t
행위몰입
남 44 3.8±0.88 집단간=1
집단내=193
합계=194
-.176
여 150 3.83±0.75
인지몰입
남 43 3.86±0.75 집단간=1
집단내=192
합계=193
-.660
여 150 3.95±0.73

57.
- 50 -
표 20. 소속에 따른 무용몰입의 t-test의 결과
<표 20>에서 제시된 바와 같이, 소속에 따른 무용몰입의 t-test 결과, 모든 변인에
서 프리랜서가 모두 평균이 높게 나타났다. 즉, 행위몰입에서 프리랜서(M=4.08,
SD=0.94), 국공립무용단(M=3.79, SD=0.76)으로 나타났고, 인지몰입에서 프리랜서
(M=3.98, SD=0.92), 국공립무용단(M=3.92, SD=0.71)으로 나타났다. 이러한 집단의 차
이는 무용몰입에서 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.
Flow 소속 n M±SD df t
행위몰입
프리랜서 21 4.08±0.94
집단간=1
집단내=193
합계=194
1.611
국공립무용단원 173 3.79±0.76
인지몰입
프리랜서 21 3.98±0.92
집단간=1
집단내=192
합계=193
0.274
국공립무용단원 172 3.92±0.71

58.
- 51 -
표 21. 연령에 따른 무용몰입의 일원분산분석 및 사후분석 결과
n.s : none significant
<표 21>에서 제시된 바와 같이, 연령에 따른 무용몰입의 일원량분석 결과, 행위몰
입은 20대 이상에서, 인지몰입은 50대 이상에서 가장 높게 나타났다. 즉, 행위몰입
에서 20대(M=3.89, SD=0.82), 50대 이상(M=3.84, SD=0.79), 40대(M=3.81, SD=0.72), 30
대(M=3.75, SD=0.80)로 나타났고, 인지몰입에서 50대 이상(M=4.0, SD=0.68), 20대
(M=3.92, SD=0.79), 40대(M=3.91, SD=0.68), 30대(M=3.77, SD=0.82)로 나타났다. 이러한
연령의 차이는 무용몰입에서 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.
Flow 연령 n M SD df f Post-hoc
행위몰입
20대 44 3.89 0.82
집단간=3
집단내=190
합계=193
1.076 n.s
30대 78 3.75 0.80
40대 61 3.81 0.72
50대이상 23 3.84 0.79
인지몰입
20대 44 3.92 0.79
집단간=3
집단내=189
합계=192
0.860 n.s
30대 79 3.77 0.82
40대 61 3.91 0.68
50대이상 23 4.00 0.68

59.
- 52 -
표 22. 경력에 따른 무용몰입의 일원분산분석 및 사후분석 결과
n.s : none significant
<표 22>에서 제시된 바와 같이, 경력에 따른 무용몰입의 일원분산분석 결과, 모든
변인에서 20년 이상이 가장 높게 나타났다. 즉, 행위몰입에서 20년 이상(M=3.89,
SD=0.70), 10년 미만(M=3.88, SD=0.84), 11~20년 미만(M=3.68, SD=0.83)으로 나타났고,
인지몰입에서는 20년 이상(M=4.02, SD=0.64), 10년 미만(M=4.01, SD=0.75), 11~20년
미만(M=3.74, SD=0.80)으로 나타났다. 이러한 경력의 차이는 무용몰입에서 통계적으
로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.
Flow 경력 n M SD df f Post-hoc
행위몰입
10년미만 51 3.88 0.84 집단간=2
집단내=192
합계=194
1.518 n.s
11~20년미만 61 3.68 0.83
20년이상 82 3.89 0.70
인지몰입
10년미만 51 4.01 0.75 집단간=2
집단내=191
합계=193
2.855 n.s
11~20년미만 61 3.74 0.8
20년이상 81 4.02 0.64

60.
- 53 -
표 23. 수입에 따른 무용몰입의 일원분산분석 및 사후분석 결과
n.s : none significant
<표 23>에서 제시된 바와 같이, 수입에 따른 무용몰입의 일원분산분석 결과, 모든
변인에서 100만 원 이하가 가장 높게 나타났다. 즉, 행위몰입에서 100만 원 이하
(M=4.02, SD=0.81), 300만 원 이상(M=3.90, SD=0.71), 100~200만 원 이하(M=3.77,
SD=0.85), 200~300만 원 이하(M=3.68, SD=0.76)로 나타났고, 인지몰입에서는 100만
원 이하(M=4.18, SD=0.67), 300만 원 이상(M=3.96, SD=0.66), 100~200만 원 이하
(M=3.83, SD=0.77), 200~300만 원 이하(M=3.82, SD=0.77)로 나타났다. 이러한 수입의
차이는 무용몰입에서 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.
Flow 수입 n M SD df f Post-hoc
행위몰입
100만원이하 36 4.02 0.81
집단간=3
집단내=192
합계=195
1.747 n.s
100~200만원
이하 40 3.77 0.85
200~300만원
이하 66 3.68 0.76
300만원이상 52 3.90 0.71
인지몰입
100만원이하 36 4.18 0.67
집단간=3
집단내=192
합계=195
2.163 n.s
100~200만원
이하
40 3.83 0.77
200~300만원
이하
66 3.82 0.77
300만원이상 51 3.96 0.66

61.
- 54 -
2. 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기효능감에 미치는 영
향
본 연구에서 설정된 변인 간의 관계를 알아보기 위한 실증적 검증에 앞서 각 하위
변인 간의 상호관련성을 알아보고, 다중공선성을 확인하기 위해 상관관계를 분석하
였다. 그 결과 <표 24>와 같이 변인 간의 관계는 대부분 1%(p<.01) 수준에서 양의
상관관계가 보이는 것으로 나타났다. 그러나 LMX 전문성과 자기효능감의 자신감,
LMX 전문성과 무용몰입의 인지몰입, LMX 충성심과 무용몰입 행위몰입의 경우
5%(p<.05) 수준에서 양의 상관관계를 가졌으며,
LMX의 정서적 친밀감과 자기효능감의 과제난이도 선호, LMX의 충성심과 자기효
능감의 자기조절효능감, LMX의 충성심과 무용몰입의 인지몰입은 통계적으로 유의
미한 상관관계가 나타나지 않았다. 또한 모든 하위변인 간에 상관계수가. 85 이하로
비교적 양호한 것으로 나타나 다중공선성에 문제가 없음을 나타내고 있다. 따라서
각각의 변인들은 상호 독립적이라는 사실이 확인되었다.
표 24. 하위변인 간의 상관관계 분석 결과
*p<.05, **p<.01
a=정서적 친밀감, b=전문성, c=충성심, d=공헌, e=자신감, f=자기조절효능감, g=과제난이도
선호, h=행위몰입, i=인지몰입
변인 a b c d e f g h i
a 1
b .636** 1
c .600** .604** 1
d .468** .540** .351** 1
e .262** .150* .275** .261** 1
f .206** .233** .132 .516** .507** 1
g .175 .207** .211** .207** .402** .233** 1
h .234** .195** .148* .305** .328** .376** .309** 1
i .277** .183* .137 .349** .431** .485** .304** .724** 1

62.
- 55 -
1) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자신감에 미치는 영향
이 연구의 가설 Ⅱ-4. ‘무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자신감에 영향을 미
칠 것이다.’를 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 구체적인 결과는 다음
의 <표 25>와 같다.
표 25. 교환관계(LMX)가 자신감에 미치는 다중회귀분석 결과
***p<.001, **p<.01, *p<.05
<표 25>와 같이, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 하위요인 중 정서적 친밀감,
충성심, 공헌은 자신감에 정적(+) 영향을 전문성은 부적(-) 영향을 미치는 것으로 나
타났다. 구체적으로, 충성심과 공헌은 1%(p<.01) 수준에서 유의한 영향을 미치는 것
으로 나타났으며, 전문성은 5%(p<.05) 수준에서 유의한 영향을 미치며. 정서적 친밀
감은 5%(p>. 05) 수준에서 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.
자신감에 미치는 상대적 중요도는 충성심(β=.236), 공헌(β=.220), 정서적 친밀
감(β=.148), 전문성(β=-.207) 순으로 나타났으며, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)
가 자신감에 미치는 설명력은 13.1%(R²=.131)로 나타났다.
독립변수
비표준 계수 표준 계수
t
공선성통계량
B Std E β VIF 허용 오차
정서적
친밀감
.114 .074 .148 1.553 1.990 .503
충성심 .170 .066 .236 2.596** 1.802 .555
공헌 .192 .072 .220 2.685** 1.467 .682.457
전문성 -.161 .078 -.207 -2.068* 2.187
F=7.139***, R²=.131, D-W=1.882

63.
- 56 -
2) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기조절효능감에 미치는 영향
이 연구의 가설 Ⅱ-1. ‘무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 자기조절효능감에
영향을 미칠 것이다.’를 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다으며, 구체적
인 결과는 다음의 <표 26>과 같다.
표 26. 교환관계(LMX)가 자기조절효능감에 미치는 다중회귀분석 결과
<표 26>과 같이, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 하위요인 중 공헌은 자기조
절효능감에 정적(+) 영향을 정서적 친밀감과 충성심, 전문성은 부적(-) 영향을 미치
는 것으로 나타났다. 구체적으로, 공헌은 .1%(p<.001) 수준에서 유의한 영향을 미치
는 것으로 나타났으며, 정서적 친밀감, 충성심, 전문성은 5%(p>. 05) 수준에서 유의
한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.
자기조절효능감에 미치는 상대적 중요도는 공헌(β=.546), 전문성(β=-.034), 충성심
(β=-.032), 정서적 친밀감(β=-.002)순으로 나타났으며, 무용수와 안무가의 교환관계
(LMX)가 자기조절효능감에 미치는 설명력은 29.6%(R²=. 296)으로 나타났다.
변수
비표준 계수 표준 계수
t-value
공선성통계량
B Std E β VIF 허용 오차
정서적
친밀감
-.001 .054 -.002 -.026 1.950 .513
충성심 -.018 .047 -.032 -.382 1.768 .566
공헌 .380 .052 .546 7.268*** 1.450 .690
전문성 .021 .056 -.034 -.370 2.137 .468
F=17.297***, R²=.296, D-W=2.028
*p<.05, **p<.01, ***p<.001

64.
- 57 -
3) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 과제난이도 선호에 미치는 영향
이 연구의 가설 Ⅱ-3. ‘무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 과제난이도 선호에
영향을 미칠 것이다.’를 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 구체적인 결
과는 다음의 <표 27>과 같다.
표 27. 교환관계(LMX)가 과제난이도 선호에 미치는 다중회귀분석 결과
<표 27>과 같이, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 하위요인 중 충성심, 공헌,
전문성은 자기조절효능감에 정적(+) 영향을 정서적 친밀감은 부적(-) 영향을 미치는
것으로 나타났다. 구체적으로, 정서적 친밀감, 충성심, 공헌, 전문성은 5%(p>.05) 수
준에서 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.
자기조절효능감에 미치는 상대적 중요도는 충성심(β=.136), 공헌(β=.132), 전문성
(β=-.057), 정서적 친밀감(β=-.007) 순으로 나타났으며, 무용수와 안무가의 교환관
계(LMX)가 과제난이도 선호에 미치는 설명력은 6.7%(R²=.067)로 나타났다.
독립변수
비표준 계수 표준 계수
t
공선성통계량
B Std E β VIF 허용 오차
정서적
친밀감
-.006 .089 -.007 -.069 1.990 .503
충성심 .114 .079 .136 1.447 1.802 .555
공헌 .134 .086 .132 1.553 1.467 .682
전문성 .052 .094 .057 .552 2.187 .457
F=3.408, R²=.067, D-W=1.764

65.
- 58 -
3. 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 무용몰입에 미치는 영향
1) 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 행위몰입에 미치는 영향
이 연구의 가설 Ⅲ-1. ‘무용수와 안무가의 교환관계(LMX)가 행위몰입에 영향을
미칠 것이다.’를 검증하기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 구체적인 결과는 다
음의 <표 28>과 같다.
표 28. 교환관계(LMX)가 행위몰입에 미치는 다중회귀분석 결과
***p<.001, **p<.01, *p<.05
<표 28>과 같이, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)의 하위요인 중 정서적 친밀감
과 공헌은 행위몰입에 정적(+)인 영향을 충성심과 전문성은 부적(-)인 영향을 미치
는 것으로 나타났다. 구체적으로, 정서적 친밀감과 공헌은 1%(p<.01) 수준에서 유의
한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 충성심과 전문성은 5%(p>. 05) 수준에서 유의
한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.
행위몰입에 미치는 상대적 중요도는 정서적 친밀감(β=.290), 공헌(β=.232), 충성심
(β=-.084), 전문성(β=-.050) 순으로 나타났으며, 무용수와 안무가의 교환관계(LMX)
가 행위몰입에 미치는 설명력은 14%(R²=.14)로 나타났다.
독립변수
비표준 계수 표준 계수
t
공선성통계량
B Std E β VIF 허용 오차
정서적
친밀감
.252 .082 .290 3.084** 1.935 .517
충성심 -.069 .076 -.084 -.907 1.883 .531
공헌 .233 .079 .232 2.949** 1.353 .739
전문성 -.045 .086 -.050 -.523 1.999 .500
F=7.636***, R²=0.14, D-W=1.917