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ISSN : 2005-0461(Print)
ISSN : 2287-7975(Online)
Journal of Society of Korea Industrial and Systems Engineering Vol.40 No.4 pp.230-236
DOI : https://doi.org/10.11627/jkise.2017.40.4.230

The Effects of Positive Psychological Capital on Job Stress of Construction Workers

Hwa-Ju Lee, Soo-Yong Park, Dong-Hyung Lee†
Dept. of Production & Management Engineering, Hanbat National University
Corresponding Author : leedh@hanbat.ac.kr
November 27, 2017 December 14, 2017 December 15, 2017

Abstract


The recent domestic construction market is in a difficult situation due to reduction of the government’s SOC budget and new orders from public-sector, and the deterioration of housing supply situation in the private sector etc. In addition, the number of disasters in the construction industry has increased in recent years with 26,570 people (up 5.7% from the previous year) in 2016, unlike other industries that are in a declining trend. As such, the construction industry has unique characteristics and problems such as high industrial accidents rate, abnormal subcontracting structure, excessive working hours and work intensity. As a result, the construction workers have a lot of job stresses. Job stress has been recognized as one of the major causes of industrial accidents and many researches have been conducted on that. However, most of the researches were about the factors that induce job stress and how these factors affect disaster occurrence, job satisfaction, job performance, turnover intentions, and job exhaustion.



The purpose of this study is to investigate the effect of positive psychological capital on job stress, which is emerging as a new human resources development paradigm useful in corporate management in order to find ways to reduce job stress. To do this, 347 data collected from construction workers in Daejeon, Sejong, and Chungcheong provinces were analyzed using statistical package(IBM SPSS 22) for basic statistical analysis, reliability analysis, and regression analysis.



As a result, positive psychological capital has shown an alleviate effect on job stress. In particular, the higher the optimism, hope, and resiliency of positive psychological capital, the lower the job stress. However, the higher the self - efficacy, the higher the job stress.



건설업 종사자의 긍정심리자본이 직무스트레스에 미치는 영향

이화주, 박수용, 이동형
한밭대학교 산업경영공학과

초록


    1. 서 론

    최근 국내 건설경기는 정부의 SOC예산감소, 공공부문 대형공사의 신규발주 부진, 민간부문의 주택공급여건 악 화 등으로 어려운 상황에 처해 있다. 게다가 건설업의 재 해자 수는 감소추세인 타 산업과 달리 2016년 26,570명 (전년대비 5.7% 증가)을 기록하는 등 최근 몇 년간 증가 추세를 보이고 있다[12].

    이처럼 건설업 분야는 높은 산업재해율, 비정상적인 하 도급 구조, 과다한 근무시간 및 작업강도 등 고유의 특성과 문제점을 가지고 있다. 이로 인해 건설업 종사자들은 많은 직무스트레스를 받고 있는 것으로 나타나고 있다[17].

    직무스트레스는 산업재해의 주요 발생원인 중 하나로서 인식되어 왔으며 이에 대한 연구가 많이 진행되어 왔다. 그러나 대부분의 연구가 직무스트레스의 유발요인을 도출 하고 이들 요인이 재해발생, 직무만족도, 직무성과, 이직의 도, 직무탈진 등에 어떤 영향을 주는지에 관한 것이었다.

    이에 본 연구에서는 직무스트레스를 줄이기 위한 방 법을 찾기 위해 기업 경영에 유용한 새로운 인적자원 개 발 패러다임으로 부상하고 있는 긍정심리자본이 직무스 트레스에 미치는 영향을 조사하고자 한다. 이를 위해 대 전·세종·충청에 소재한 건설업체 종사자들을 대상으로 수집된 347개의 데이터를 통계 패키지(IBM SPSS 22)를 활용하여 기초 통계분석, 신뢰성 분석, 회귀분석을 실시 하였다. 본 연구는 서론, 기존연구 고찰, 연구의 설계, 연 구결과, 결론으로 구성되었다.

    2. 기존연구 고찰

    2.1. 긍정심리자본 관련 연구

    긍정심리자본은 인적자원개발에 유용하게 활용되고 있으며 하위요인인 자기효능감(self-efficacy), 희망(hope), 낙관주의(optimism), 회복탄력성(resilience)을 자본(capital) 으로 개념화한 것이다[1, 2].

    긍정심리자본에 대한 연구는 초기 긍정심리자본과 구 성원 태도 간의 직접적인 영향관계에 대한 실증으로부터 출발하여 2000년대 중반이후에는 긍정심리자본이 구성 원의 태도에 영향을 미치는 과정에서 매개역할을 하는 요인들을 찾는데 중점을 두어왔다[19].

    오은혜와 탁진국[13]은 개인의 경력계획과 주관적 경 력성공 간의 관계에서 긍정심리자본이 직간접적으로 영 향을 주고 있음을 실증하였다. 한주희와 임규혁[3]은 개 인 및 팀 수준에서의 개인-직무 적합성과 개인-조직 적 합성이 긍정심리자본에 유의한 영향력을 미치고 있음을 실증하였다. 박슬기 등[16]은 긍정심리자본과 직무만족 간의 관계에서 조직몰입과 조직시민행동이 유의한 매개 변수 역할을 하고 있음을 검증하였다. 김주엽과 김명수 [8]는 긍정심리자본이 조직구성원의 직무만족과 정서적 몰입에 미치는 영향 관계에서 긍정적 정서는 직무만족과 정서적 몰입에 간접효과가 있으며, 부정적 정서는 정서 적 몰입에만 간접효과가 있음을 실증하였다.

    김지윤 등[9]은 항공사 종사자 312명을 대상으로 긍정 심리자본과 조직시민행동 간 관계에서 셀프리더십이 완 전매개역할을 수행하고 있음을 증명하였다. 박재춘[15]은 조직몰입이 긍정심리자본과 조직시민행동 간 관계에서 부 분매개역할을 수행하고 있음을 실증하였다. Luthans et al. [10]은 긍정심리자본이 직무성과와 직무만족에 유의한 영 향관계가 있음을 실증하고 긍정심리자본의 네 가지 구성 요소의 개별적인 영향관계 보다는 단일차원에서의 영향 관계가 더 높은 설명력을 갖고 있음을 검증하였다.

    Youssef and Luthans[20]는 긍정심리자본 중 자기효능감 을 제외한 희망, 낙관주의, 회복탄력성이 업무성과(perfomance), 직업만족도(job satisfaction), 업무행복감(work happiness), 조직몰입(organizational commitment)에 긍정적인 영향을 준다는 결과를 밝혔다.

    2.2. 직무스트레스와 건설재해 관련 연구

    박용수[17]은 직무스트레스는 작업자의 만족감, 이직, 성과, 결근 등의 행동적 결과와 인지적, 신체적 결과에 영향을 주지만 스트레스 수준이나 개인차에 따라 받아들 이는 강도가 달라진다고 하였다. 조은현[5,6,7]은 개인의 성격특성 변화를 통해 스트레스의 수준을 경감하고 적극 적인 대처가 가능하다고 하였다.

    정태현[4]은 건설업 근로자의 직무스트레스 요인 중 대 부분은 근로자의 안전과 기업의 경영성과에 영향을 주고 있으나 그 설명력이 근로자 건강과 일정관리 이외의 경영 성과 영역에서는 비교적 낮다고 하였다. 양은경[18]은 중소 기업의 직무스트레스와 직무만족도의 관련성을 분석한 결 과, 종사자들의 직무스트레스가 높을수록 직무만족도 수준 이 낮아진다고 하였다. 또한 직무스트레스 하위요인인 직 무 특성, 역할관련, 사회적 지원, 보수제도, 조직특성 모두 가 직무만족도에 유의미한 영향을 미친다고 하였다.

    Meglino[11]는 일과 관련된 정신적 스트레스가 육체적· 정신적 건강에 부정적인 영향을 미치며, 이것이 다시 직무 만족에 부(-)의 영향을 미친다고 하였다. Parasuraman and Aluttol[14]는 직무스트레스와 직무만족을 연구한 결과, 역할 모호성과 갈등이 직무만족에 부(-)의 영향을 미치고 이 두 요인 이 심화될수록 직무만족도가 전반적으로 낮아짐을 밝혔다.

    2.3. 본 연구의 차별성

    본 연구에서는 건설업 종사자들을 대상으로 기존연구 에서 거의 볼 수 없는 긍정심리자본, 즉, 자기효능감, 희 망, 낙관주의, 회복탄력성이 직무스트레스에 어떻게 영 향을 미치는지 두 변인 간의 구조적 관계를 파악하였다 는데 차별성이 있다.

    3. 연구의 설계

    3.1. 연구모형

    <Figure 1>과 같이 긍정심리자본이 직무스트레스에 부 (-)의(낮추는) 영향을 미친다는 연구모형을 구성하였다.

    3.2. 연구가설

    긍정심리자본이 직무스트레스의 하위요인들에 부정적 인 영향을 끼칠 것이라는 가설을 <Table 1>과 같이 설정 하였다.

    3.3. 변수의 조작적 정의 및 설문구성

    본 연구의 목적에 맞도록 변수에 대해 다음과 같이 조 작적으로 정의하였다.

    3.3.1. 변수의 조작적 정의

    긍정심리자본은 주어진 환경에 대하여 긍정적인 심리적 강점을 활용하여 진취적인 사고와 행동을 함으로써 성과를 향상시키는 것이라 정의하고 Luthans[10]가 제시한 24문항 측정도구를 건설현장 근로자에 맞게 수정하여 사용한다.

    한편 직무스트레스란 건설현장에서 업무상 요구사항 이 근로자의 업무수행역량이나 자원 및 요구가 일치하지 않을 때 근로자 개인에게 생기는 유해한 신체적 또는 정 신적 반응이라 정의하고 안전보건공단에서 제공한 한국 인 직무스트레스 단축형 측정도구를 건설현장 근로자에 맞게 수정하여 사용한다.

    3.2.2. 설문구성

    설문은 <Table 2>와 같이 구성되었다.

    3.4. 자료수집 및 분석방법

    본 연구에서는 선행연구 및 자료에 대한 문헌연구를 기 초로 하여 적합한 연구가설을 세우고 본 연구의 목적에 맞게 설문을 수정 작성하였다. 25일간(2017. 09. 04.~ 2017. 09. 28.) 대전, 세종, 충청에 소재한 건설업체 종사자를 대상 으로 전체 450개의 설문지를 배포하였다. 회수된 설문지 410개 중 복수응답 및 무응답 설문지 63개를 제외한 347개 설문지를 통계 패키지(IBM SPSS 22)를 활용하여 기초 통 계분석, 신뢰성 분석, 회귀분석을 실시하였다.

    4. 연구 결과

    4.1. 응답자 특성분석

    응답자의 인구학적 특성은 <Table 3>과 같다. 성별을 보 면 남자가 256명(73.8%), 여자가 91명(26.2%)이고 연령대 는 20대가 45명(13.0%), 30대가 81명(23%), 중년층인 40대 가 114명(33.0%), 50대가 77명(22.0%), 노년층인 60대 이상 이 30명(9.0%)으로 나타났다. 직종분야는 관리직 103명 (29.7%), 건축직 98명(28.2%), 토목직 35명(10.1%), 안전직 19명(5.5%), 공무직 18명(5.2%), 기타 74명(21.3%)으로 고 른 분포를 보였다. 근무기간은 1년 미만이 18명(5.2%), 1-3 년 미만 60명(17.3%), 3-5년 미만 55명(15.9%), 5-10년 미만 92명(26.5%), 10-20년 미만 78명(22.5%), 20년 이상 44명 (12.7%)으로서 10년 이상의 장기 근속자가 많았다.

    4.2. 도구의 신뢰도 분석

    4.2.1. 직무스트레스

    직무스트레스 부문은 전체 24문항으로 구성하였으며 직무 요구도, 직무자율성 결여, 직장문화, 보상부적절, 조직체계, 대인관계갈등, 직무불안정성 등 7개 하위요인으로 분류하였다. 분석결과는 <Table 4>와 같으며 각 요인들의 Cronbach’s α 계수는 0.60이상으로 신뢰도는 양호한 것으로 판단되었다.

    4.2.2. 긍정심리자본

    긍정심리자본 부문도 전체 24문항으로 구성하였으며 자기효능감, 희망, 회복탄력성, 낙관주의의 4개 하위요인 으로 분류하였다. 각 요인의 타당성 신뢰도 분석결과는 <Table 5>와 같으며 Cronbach’s α 계수 0.60 이상으로 신 뢰도는 양호한 것으로 판단되었다.

    4.3. 가설검정

    4.3.1. 긍정심리자본이 직무스트레스에 미치는 영향

    <Table 6>과 같이 긍정심리자본과 직무스트레스의 영향 관계는 긍정심리자본이 직무스트레스에 부(-)적으로 유 의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t = -9.960, p < .001). 따라서 건설업 종사자의 긍정심리자본이 높으면 직무스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    또한 <Table 7>과 같이 긍정심리자본의 하위요인과 직 무스트레스와의 영향관계를 분석한 결과, 회복탄력성(t = -4.877, p < .001), 낙관주의(t = -2.074, p < .05), 희망(t = -3.574, p < .001)이 직무스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 자기효능감(t = 2.888, P < .01)은 직무스트레스에 정(+)적으로 유의미한 영향을 미 치는 것으로 나타났다. 따라서 건설업 종사자들의 긍정심 리자본 중 회복탄력성과 낙관주의, 희망이 높으면 직무스 트레스를 적게 받는다고 할 수 있으며, 자기효능감이 높으 면 오히려 직무스트레스를 많이 받는다고 할 수 있다.

    4.3.2. 긍정심리자본이 직장문화에 미치는 영향

    <Table 8>과 같이 긍정심리자본과 직장문화에 의한 스 트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본이 직장 문화에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미 치는 것으로 나타났다(t = -4.833, p < .001). 따라서 건설 업 종사자의 긍정심리자본이 높을수록 직장문화에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.3. 긍정심리자본이 조직체계에 미치는 영향

    <Table 9>와 같이 긍정심리자본과 조직체계에 의한 스 트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본이 조직 체계에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미 치는 것으로 나타났다(t = -7.982, p < .001). 따라서 건설 업 종사자의 긍정심리자본이 높을수록 조직체계에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.4. 긍정심리자본이 직무요구도에 미치는 영향

    <Table 10>과 같이 긍정심리자본과 직무요구도에 의한 스트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본이 직 무요구도에 의한 스트레스에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(t = 1.750, p > .05). 따라서 건설업 종사자의 긍 정심리자본은 직무요구도에 의한 스트레스에 영향을 미 치지 않는다고 할 수 있다.

    4.3.5. 긍정심리자본이 보상부적절에 미치는 영향

    <Table 11>과 같이 긍정심리자본과 보상부적절에 의 한 스트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본이 보상부적절에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영 향을 미치는 것으로 나타났다(t = -7.168, p < .001). 따라 서 건설업 종사자의 긍정심리자본이 높을수록 보상부적 절에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.6. 긍정심리자본이 대인관계갈등에 미치는 영향

    <Table 12>와 같이 긍정심리자본과 대인관계갈등에 의 한 스트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본이 대인관계갈등에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t = -3.687, p < .001). 따 라서 건설업 종사자의 긍정심리자본이 높을수록 대인관 계갈등에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.7. 긍정심리자본이 직무자율성 결여에 미치는 영향

    <Table 13>과 같이 긍정심리자본과 직무자율성 결여 에 의한 스트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리 자본이 직무자율성 결여에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t = -8.804, p < .001). 따라서 건설업 종사자의 긍정심리자본이 높을수록 직무자율성 결여에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.8. 긍정심리자본이 직무불안정성에 미치는 영향

    <Table 14>와 같이 긍정심리자본과 직무불안정성에 의한 스트레스의 영향관계를 분석한 결과, 긍정심리자본 이 직무불안정성에 의한 스트레스에 부(-)적으로 유의미 한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t = -5.243, p < .001). 따라서 건설업 종사자들의 긍정심리자본이 높을수록 직 무불안정성에 의한 스트레스가 낮다고 할 수 있다.

    4.3.9. 검증결과 요약

    본 연구는 건설업 종사자의 긍정심리자본이 직무스트 레스에 미치는 영향을 알아보고자 수행되었으며 요약된 가설검증의 결과는 <Table 15>와 같다.

    5. 결 론

    본 연구의 결과를 정리해 보면 다음과 같다.

    첫째, 긍정심리자본은 직무스트레스에 부(-)의 영향을 미친다. 또한 긍정심리자본의 하위요인 중 회복탄력성, 낙관주의, 희망은 직무스트레스에 부(-)의 영향을 주지만 자기효능감은 높을수록 직무스트레스를 높게 받는 것으 로 나타났다.

    둘째, 긍정심리자본은 직무스트레스 7가지 변인 중 6 가지 변인 즉, 직장문화, 조직체계, 보상부적절, 대인관계 갈등, 직무자율성 결여 및 직무불안정성에 의한 스트레 스에 부(-)의 영향을 미친다. 하지만 직무요구도에 의한 스트레스에는 아무런 영향을 주지 않는다.

    따라서 건설업체 경영자는 소속 종사자의 직무스트레 스를 낮추고 산업재해를 줄이기 위하여 건설업 종사자들 의 회복탄력성, 낙관주의, 희망 요인을 높여주는 여러 가 지 방안을 강구해야 할 것이다. 향후에는 건설업의 시스 템 측면에서 긍정심리자본을 높여주는 구체적인 방안에 대한 연구가 필요하다.

    Figure

    JKISE-40-230_F1.gif
    Research Model

    Table

    Hypothesis Related to Positive Psychological Capital and Job Stress

    Composition of Questionnaire Items

    Demographic Characteristics

    Reliability Analysis on Job Stress

    Reliability Analysis on Positive Psychological Capital

    Regression Analysis Result (Job stress : Positive Psychological Capital)

    R = .473, R² = .223, adjusted R² = .221, F = 99.201***
    *p < .05
    **p < .01
    ***p < .001

    Regression Analysis Result(Job Stress : Sub- Factors of Positive Psychological Capital)

    R = .533, R² = .284, adjusted R² = .275, F = 33.856***
    *p < .05
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Occupational Climate : Positive Psychological Capital)

    R = .252, R² = .063, adjusted R² = .061, F = 23.355***
    *p < .05
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Organizational System : Positive Psychological Capital)

    R = .395, R² = .156, adjusted R² = .153, F = 63.717***
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Job demands : Positive Psychological Capital)

    R = .094, R² = .009, adjusted R² = .006, F = 3.061
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Lack of reward : Positive Psychological Capital)

    R = .360, R² = .130, adjusted R² = .127, F = 51.386***
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Interpersonal conflict : Positive Psychological Capital)

    R = .195, R² = .038, adjusted R² = .035, F = 13.592***
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result (Insufficient job control : Positive Psychological Capital)

    R = .428, R² = .183, adjusted R² = .181, F = 77.505***
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Regression Analysis Result(Job instability : Positive Psychological Capital)

    R = .272, R² = .074, adjusted R² = .071, F = 27.484***
    *p < .0
    **p<0.1
    ***p < 0.001

    Hypothesis Verification Summary

    0 : Selection, x : Dismissal.

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