Ⅰ. 서 론
국내 항공산업은 지속적으로 발전하여 항공수요는 폭발적으로 증가하고 있다. 예를 들면 1일 항공로 교통량은 약 400대(1995년)에서 1,000대(2005년)을 넘어 최대 2,300대(2018년)에 이르렀다. 이는 인공위성을 활용한 성능기반항행(Performance Based Navigation: PBN) 등 첨단항행시설의 발달로 항공기의 비행방법이 다양화됨에 따라 항공수요가 증가한 결과이며, 부가적으로 항공 업무량이 늘어나고 있음에 따라 항공 조직도 2개의 지방청(서울, 부산지방항공청)에서 제주지방항공청이 추가로 신설(2015)되고, 항공로를 담당하는 기존의 인천항공교통관제소에 대구항공교통관제소를 추가하고 이를 총괄하는 항공교통본부를 발족(2017)·운영 중이며, 항공교통관제를 직접 수행하는 관제사 또한 2018년 현재 약 600명에 이르고 있다. 이에 따라, 항공기 사고 예방을 위해 항공교통업무를 담당하는 항공교통관제사의 안전분위기 및 안전환경 조성, 피로관리 등 안전관리가 적극적으로 필요한 시점이다.
국내·외 산업분야에서 안전분위기가 근로자의 안전행동에 미치는 영향에 대한 선행연구는 매우 많으나, 국내 항공분야에서 안전분위기에 대한 연구는 미미하며, 항공교통관제분야의 안전분위기에 대한 연구는 거의 없는 실정이다. 특히, 안전분위기를 동료와 감독자로 나누어 진행한 연구는 현재까지 수행되지 않았다. 따라서, 본 연구는 항공교통관제조직의 안전분위기가 감독관 및 동료와 안전지식, 안전동기 변수로 하여 항공교통관제사의 안전행동에 미치는 영향을 밝혀보고자 한다. 세부적으로 언급하면, Mulia et al.(2008)이 제시한 안전분위기 평가모형과 Brian H.W. Guo, Tak Wing Yiu, Vicent A. Gonzales(2016)이 제시한 모형을 항공교통관제사에 적용하여 안전분위기가 조직에 미치는 영향과 안전동기와 안전지식이 관제사의 안전행동과의 관계를 분석하였다.
Ⅱ. 본 론
‘안전분위기(Safety Climate)’에 대한 정의 및 하위요인들에 대한 주장은 연구자들마다 다르지만 일반적으로 ‘조직이나 작업장 내에서 근로자의 안전에 대한 가치와 중요성에 대한 공유된 지각’으로 정의된다. 세부적으로, Zohar(1980)는 ‘안전분위기’를 조직에서 구성원이 갖는 안전에 대한 기대 및 조직의 안전에 대한 단일화되고 일관성 있는 인지의 조합으로 정의하고, 안전교육, 경영자의 안전태도, 안전행동의 승진 영향, 근무지의 위험성, 작업속도와 안전영향, 안전 담당자의 위치, 안전행동이 사회적 지위에 미치는 영향, 안전위원회의 위치와 같은 8가지 요인으로 나누었다.
Brown과 holmes(1986)은 조직의 안전분위기를 관리자의 관심, 행위, 근무지의 위험정도 3가지 요인을 사용하여 측정한 후, 관리자가 직원 복지에 관심이 있고, 안전한 작업환경을 유지하기 위한 조치를 취하며, 근무지가 덜 위험할 때 사고 발생이 적다고 하였다. Coyle et al.(1995), Cooper and Phillips(2004)는 안전분위기를 조직 구성원 모두가 실행하여야 할 안전 정책의 한 체계로 파악하였고, Reason(1998), Sorensen(2002)은 안전분위기는 조직의 방침, 관리, 조직구성원과 밀접한 관련이 있다고 언급했다. Zohar(2000)는 안전분위기는 리더나 경영층이 효율과 안전이라는 대립적 목표 중에 어떤 것을 강조하느냐에 따라 달라진다고 보았다.
Glendon and Stanton(2001), Silva et al.(2004), Neal et al.(2006)은 안전분위기를 안전문화의 하위 구성요소로 보았다. Zohar and Luria(2005)는 안전분위기는 감독자의 방침, 최고관리자의 조치와 정책들로부터 만들어지는 역할에 대한 사회적인 통념과 관련이 있다고 하였다. 선행연구들을 종합하면 안전분위기는 조직의 여러 계층을 연결하여 관계를 형성하기에 다중 개념으로 볼 수 있다.
이러한 안전분위기는 제조, 건설, 공항지상조업, 보건을 포함한 다양한 산업 안전 분야에서 측정되었으며(Zohar, 1980; Dedobbeleer and Beland, 1991; Diaz and Cabrera, 1997; Dejoy et al., 2000; Gillen et al., 2002), 조직 혹은 작업장의 안전분위기가 높을수록 근로자의 안전행동 수준이 높은 것으로 나타났고, 사고 감소에도 직접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 특히 전통적 산업에서는 안전규칙과 안전절차가 조직의 안전성과에 어떻게 영향을 미치는지를 이해하는 것이 안전분위기를 파악하는 핵심이라고 하였다(Zohar, 2002). 아울러, 대형사고가 발생한 조직에서 안전을 증진시키는 핵심요소는 긍정적 안전분위기라고 하였다(Siu et al., 2004; Naveh et al.,2005; Huang et al.,2006). 또한 안전분위기의 증가는 근로자들의 안전행동뿐만 아니라 안전태도, 책임, 의사소통, 교육 측면까지 통합적인 영향을 미치는 것으로 알려졌다(Wiegmann et al., 2004).
안전행동에 대한 기존 연구로 Neal and Griffin (1997) and Griffin and Neal(2000)은 안전행동의 두가지 유형을 준수와 참여로 구분하였다. ‘안전 준수’는 Neal et al.(2000)의 연구에서 ‘작업장의 안전을 유지하기 위해 개인이 수행하여야 할 핵심 활동’으로 설명하였고, ‘안전 참여’는 개별적인 안전회의 참석, 안전목표 수립, 조직 내의 안전 제안, 작업장의 안전을 증진시키는 노력을 포함하는 행동들로 정의하였다(Neal et al., 2000). 시대적으로 1990년대부터 안전성과의 선행요소로써 안전분위기는 그룹수준과 조직수준에 집중되었는데, 그룹 수준의 안전분위기는 일반적으로 감독자의 역할만 참조하였다 (Zohar, 2000; Zohar and Luria, 2005; Wallace and Chen, 2006; Melia and Sese, 2007). 반면에 조직적·사회심리학적 측면과 선행연구는 그룹수준에서 동료의 영향이 중요하다고 인식되었음에도 불구하고, 동료를 시스템적으로 연구에 포함시키지 못했다(Glendon and Litherland, 2000, Cooper and Phillips, 2004). 그러나, Zohar and Luria(2005)는 조직의 안전분위기가 그룹의 안전분위기로 이어지고 근로자의 안전행동으로 귀결되는 ‘Zohar and Luria model'을 개발하였으며, ‘Model of Melia et al.(2008)은 그룹을 동료와 감독자로 나누어 적용하였다(Margherita et al., 2012).
이에 반해, 기존 국내연구에서는 조직의 안전분위기가 근로자의 안전행동에 미치는 영향을 실증적으로 검증하였으나, 안전분위기에 직접적인 영향을 미칠 수 있는 동료와 감독자에 대한 연구는 미진한 상태이다(Kwangsu Moon et al., 2013). 구체적으로, 항공교통관제분야의 국내 선행연구를 보면, 송지현(2014)은 관리기술, 안전에 대한 태도, 자원관리, 학습, 의사소통, 조직구조, 변화관리의 변수를 사용하여 항공교통관제사와 조종사의 안전문화에 대한 인식은 관리기술, 자원관리, 학습, 조직구조에서 유의한 차이가 있음을 밝혀냈다. 유상영(2014)은 중요성문화, 지향분위기, 규정절차문화, 독려부위기, 규정준수행동, 실천분위기, 소극적행동의 변수를 사용하여 “규정절차문화는 안전분위기에 유의한 영향을 미치며, 안전분위기가 안전 규정준수행동에 유의한 영향을 미치지 않고, 안전문화인 규정절차문화와 안전중요문화는 안전규정준수행동과 소극적 행동에 유의한 영향을 미치지 않는다”고 주장했다. 김병철(2009)은 항공안전 문화지수 결정요인을 관제사의 안전문화를 중심으로 ‘관제사의 성별, 직책에 따라 안전문화, 안전인식의 차이, 항공관제를 조직시스템, 관리자 태도, 조직문화, 종사자 태도’로 정량화하였다. 이는 대부분의 선행연구는 항공교통관제 안전문화 위주로 이루어졌음을 알 수 있다.
또한, 안전지식과 안전동기에 대한 기존 연구로 Christian et al.(2009)는 안전성과는 안전지식과 안전동기와 크게 관련되며, 특히 안전동기는 작업장 안전환경에 기여함을 입증하였다. Neal et al.(2000)은 안전동기와 안전 지식을 통해 안전 준수와 안전 참여정도를 예측할 수 있다고 했다.
Griffin and Neal(2000)은 안전동기는 작업자의 안전행동을 촉구하고 안전회의 참여 및 안전목표의 수립, 안전제안을 하도록 독려한다고 했으며, Halloran(1996)은 안전동기의 핵심 요인은 조직 내의 고차원적인 전망이며, 근로자가 무엇이 안전동기 프로그램을 성공할 수 있는 것인지와 근로자의 성과가 어떻게 평가되는지를 이해하도록 하는 것이라고 언급하였다. Zohar(1980)는 개인의 안전행동은 안전동기에 의해 영향을 받는다고 하였다. Russell and Champion(1996)은 안전지식을 안전에 관련된 문제를 해결할 수 있는 자료이며, 생존에 필요한 안전정보라고 하였다. 국내에서는 근로자의 안전동기와 안전지식이 안전행동에 미치는 영향에 대하여 실증적으로 입증하였다(김기식; 2002, 강병수; 2012). 특히 김기식(2002)은 우리나라 근로자 1,100명을 대상으로 연구를 진행하였는데, 안전지식과 안전동기가 근로자의 안전행동에 유의미한 영향을 준다고 하였다. 신동필 및 이동은(2013)은 안전지식은 안전참여에 유의하고, 안전동기는 안전 준수에 유의하다고 하였다. 이에 따라, 본 연구는 Melia et al.(2008)의 연구를 토대로 먼저, 관제조직 내의 그룹을 동료와 감독자로 나누어 안전분위기를 조직, 동료 및 감독자의 안전분위기로 구분 적용하고, Brian et al.(2016)의 연구를 토대로 안전분위기가 안전동기와 안전지식에 영향을 주는지를 확인하여 결국은 관제사의 안전행동에 어떤 영향을 미치는지를 분석하고자 한다.
본 연구는 관제업무와 관련하여 조직, 동료, 감독자의 안전분위기, 안전동기와 안전지식이 항공교통관제사의 안전행동에 미치는 영향을 실증분석을 통해 알아보고자 선행연구를 바탕으로<그림 1>과 같은 연구모형을 제시하였다. 특히, 선행연구에서는 안전행동을 안전준수와 안전참여로 나누고 있는데, 항공교통관제의 안전을 위해서는 안전기준 등의 준수가 더 중요성을 있으므로 본 연구에서는 안전행동을 안전준수에 한정하였다.
본 연구는 앞에서 제시한 실증 연구모형을 토대로 다음과 같이 연구가설을 설정하였다. Zohar (2000), Zohar and Luria(2005), Wallace and Chen(2006), Melia and Sese(2007)는 안전분위기는 그룹수준과 조직수준에 초점을 맞추었으며, 그룹 수준의 안전분위기는 감독자의 역할에 한정하였다. 이를 발전시킨 Margherita Brondino, Silvia A. Silva, Margherita pasini(2012)의 연구는 감독자와 동료의 안전분위기가 근로자의 안전행동에 긍정적인 영향을 끼친다고 주장하였다. 이와 같은 선행연구들을 토대로 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 설정하였다.
H1a. 관제 조직의 안전분위기는 관제실 동료의 안전분위기에 긍정적인 영향을 미칠 것이다.
H1b. 조직 조직의 안전분위기는 관제실 감독자의 안전분위기에 긍정적인 영향을 미칠 것이다.
또한 Brian et al.(2016)은 안전지식과 안전동기는 작업자의 안전행동에 중요하고 긍정적인 영향을 주는 것으로 분석하였기에 밝혀냈기에 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 설정하였다.
본 연구에서 사용한 설문지는 기존 문헌연구를 기초로 예비조사를 먼저 실시한 후 설문내용을 보완․수정하여 작성하였다. 설문지는 인구통계학적 특성 및 조직의 안전분위기, 관제조직 감독자의 안전분위기, 동료의 안전분위기, 안전동기, 안전지식 과 안전행동(안전 준수)로 구성되어 있다. 설문지상의 척도는 리커트 7점 척도로 작성했으며, 7점은 ‘매우 그렇다’, 1점은 ‘전혀 그렇지 않다’로 측정하였다. 조사는 2018년 10월15일부터 2019년 2월 10일까지 대구, 인천 항공교통관제소 및 제주지방항공청 및 서울지방항공청 관제사를 대상으로 실시하였다. 설문지는 총 250부 배포하였고, 그 중 220부를 회수하였으나 불성실한 설문지 11부를 제외한 총 209부를 최종분석에 사용하였다.
본 연구의 가설을 검증하기 위하여 항공교통관제사의 설문조사를 바탕으로 수집된 자료에 대하여 SPSS 19.0 프로그램과 AMOS 19.0 통계 패키지 프로그램을 활용하여 분석하였다. 첫째, 응답자의 인구통계학적 특성을 알아보기 위하여 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 확인적 요인분석과 구조모형의 경로계수를 규명하기 위하여 구조방정식 모형을 이용하여 연구가설을 검증하였다.
응답자의 특성을 분석하기 위하여 인구통계학적 특성과 일반적 특성에 대하여 빈도분석을 실시하였다. 표본의 일반적 특성은<표 1>와 같다. 설문 대상자의 성별 분포에 있어 먼저 성별을 살펴보면, 남성은 129명으로 61.5%, 여성은 80명으로 38.5%으로 나타났다. 연령을 살펴보면, 20대는 50명(23.9%), 30대는 55명(26.3%), 40대는 60명(28.7%), 50대 44명(21.1%)으로 나타났다. 교육정도를 살펴보면, 고졸은 3.3%(7명), 전문대졸은 2.4%(5명), 대학교졸은 76.1%(159명), 대학원졸은 17.2%(36명), 기타 1.0%(2명)으로 나타났다. 담당업무를 살펴보면, 항공로관제업무는 58.4%으로 122명, 관제행정업무는 10.0%으로 21명, 안전업무는 2.9%으로 6명, 비행 정보 업무는 1.4%으로 3명, 항공교통 흐름 관리 업무는 20.6%으로 43명, 기타 6.7%으로 14명으로 나타났다. 근무기간을 살펴보면, 1~5년 미만은 76명으로 36.4%, 5~10년 미만은 21명으로 10.0%, 10~15년 미만은 14명으로 6.7%, 15~20년 미만은 46명으로 22.0%, 20~25년 미만은 28명으로 13.4%, 25년 이상은 24명으로 11.5%으로 나타났다. 역할을 살펴보면, 팀원은 138명(66.0%), 팀장은 34명(16.3%), 계원은 8명(3.8%), 계장은 18명(8.6%), 과장은 3명(1.4%), 기타 8명(3.8%)으로 나타났다. 교육기관을 살펴보면, 대학교육기관은 56.9%(119명), 항공기술훈련원은 12.9%(27명), 군기관 30.1%(63명)으로 나타났다.
조직의 안전분위기의 신뢰도는 0.923이며, 동료의 안전분위기는 0.934, 감독관의 안전분위기는 0.919, 안전지식은 0.909, 안전행동은 0.902으로 전반적으로 매우 높은 신뢰도를 보였고, 안전동기는 0.680으로 다른 변수들보다 다소 낮은 신뢰도를 보이고 있다.
| 변수명 | 문항수 | Cronbach’s Alpha |
|---|---|---|
| 조직의 안전분위기(OSC) | 12 | .923 |
| 동료의 안전분위기(CSC) | 12 | .934 |
| 감독관의 안전분위기(SSC) | 8 | .919 |
| 안전 지식(SK) | 4 | .909 |
| 안전 행동(BH) | 4 | .902 |
| 안전 동기(SMT) | 3 | .680 |
조직의 안전분위기는 평균이 5.32, 표준편차가 0.888, 동료의 안전분위기는 평균이 5.73, 표준편차가 0.777, 감독관의 안전분위기는 평균이 5.80, 표준편차가 0.793으로 나타났다. 안전지식은 평균이 5.86, 표준편차가 0.783, 안전동기)는 평균이 5.85, 표준편차가 0.719, 안전행동은 평균이 6.11, 표준편차가 0.758로 나타났다.
정규성 검정은 일변량 정규성과 다변량 정규성 모두 검토하였으며 정규성 항목 중 왜도와 첨도를 통해 파악하였다. 왜도는 자료의 대칭성정도를 나타낸 것으로 평균에 대한 대칭적 정규분포와는 달리 양의 왜도는 자료가 평균 좌측에 몰려있고, 음의 왜도는 평균의 우측에 몰려있어 평균에 대한 비대칭적 분포를 이룬다. 이 연구의 응답자료에 대한 정규성 검토결과 문제가 없는 것으로 나타났다.
조직의 안전분위기와 감독관의 안전분위기는 상관계수가 0.630으로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다. 조직의 안전분위기와 동료의 안전분위기의 상관계수가 0.710로, 조직의 안전분위기와 안전지식의 상관계수가 0.555으로, 조직의 안전분위기와 안전동기의 상관계수가 0.566으로, 조직의 안전분위기와 안전행동의 상관계수가 0.496으로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다.
감독관 안전분위기와 동료 안전분위기의 상관계수가 0.829으로, 감독관 안전분위기와 안전지식의 상관계수가 0.694으로, 감독관 안전분위기와 안전동기의 상관계수가 0.560으로, 감독관 안전분위기와 안전행동의 상관계수가 0.580으로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다. 동료 안전분위기와 안전지식의 상관계수가 0.713으로, 동료 안전분위기와 안전동기의 상관계수가 0.606으로, 동료 안전분위기와 안전행동의 상관계수가 0.604로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다. 안전지식과 안전동기의 상관계수가 0.558로, 안전지식과 안전행동의 상관계수가 0.600으로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다. 안전동기와 안전행동의 상관계수가 0.583으로 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다.
구조방정식 모형 분석을 진행하기 전에 각 잠재변인을 구성하는 관측변인이 타당하게 구성되었는지를 파악하기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory factor analysis: CFA)을 실시하였다.
본 연구에서는 적합도 평가 지수의 기준이 확립된 CFI(Comparative Fit Index), TLI(Tucker-Lewis Indes), RMSEA(Root-Mean Squre Error of Approximation)를 통해 모형의 적합도를 평가하였다.
증분적합지수인 TLI는 기준치인 0.9 값보다 높고, CFI도 기준치인 0.9보다 높은 값을 보였다. 절대적합지수인 RMSEA는 기준치인 .10보다 낮은 값을 보며, 전반적으로 양호한 적합도를 보여 확인적 요인분석 모형은 적합한 것으로 판단되었다.
| χ2 | df | p | TLI | CFI | RMSEA | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Value | Lower Bound | Upper Bound | |||||
| 452.149 | .194 | .000 | .914 | .928 | .080 | .070 | .090 |
각 관측변인이 잠재변인을 잘 반영하는지 파악하기 위해, 관측변인들의 요인 부하량을 확인한 결과, 모든 경로계수가 유의한 것으로 나타나, 관측변인들이 해당 잠재변인을 잘 반영하는 것으로 판단되었다. 또한 표준화 경로계수(β)가 0.5 이상으로 나타나, 개념 타당도를 만족하는 것으로 판단되었다.
동일개념을 측정하는 복수의 문항들이 어느 정도 일치하는가를 검증하는 것으로, 각 변수에 대한 개념신뢰도(Construct Relibility)와 평균분산추출값(Average Variance Extracted: AVE)을 측정하였다. 수렴타당도 평가 기준인 개념신뢰도 0.7 이상, 평균분산추출값 0.5 이상이므로 수렴타당도가 높다고 볼 수 있다.
| 변수 | 개념신뢰도 | 평균분산추출값 |
|---|---|---|
| 조직의 안전분위기 | .945 | .758 |
| 감독관의 안전분위기 | .933 | .699 |
| 동료의 안전분위기 | .971 | .794 |
| 안전 지식 | .928 | .764 |
| 안전동기 | .926 | .757 |
| 안전행동 | .843 | .691 |
구조방정식 모형을 활용하여 본 연구의 가설을 검증 했으며, 검증결과 모형 적합도 지수는 CMIN/DF=1.803, GFI=0.869, AGFI=0.830, RMR= 0.044, CFI=0.956, NFI=0.908, RMSEA=0.062로 나타났다. 일부 수치(GFI, AGFI, RMSEA)는 기준치를 넘지는 않지만 전반적으로 만족할 만하다. 따라서 본 연구의 구조모델은 적합하고 세부적인 가설 검증결과는 다음과 같다.
조직의 안전분위기에서 감독관의 안전분위기는 비표준화 베타값이 0.623이고, 검정통계량은 t값이 7.600이며 유의확률이 0.000이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 조직의 안전분위기에서 동료의 안전분위기는 비표준화 베타값이 0.651이고, 검정통계량은 t값이 7.123이며 유의확률이 0.000이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 감독관의 안전분위기에서 안전지식은 비표준화 베타값이 0.450이고, 검정통계량은 t값이 2.764이며 유의확률이 0.006이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 감독관의 안전분위기에서 안전동기는 비표준화 베타값이 0.551이고, 검정통계량은 t값이 2.664이며 유의확률이 0.008이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 동료의 안전분위기에서 안전지식은 비표준화 베타값이 0.472이고, 검정통계량은 t값이 3.247이며, 유의확률이 0.001이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 동료의 안전분위기에서 안전동기는 비표준화 베타값이 0.146이고, 검정통계량은 t값이 0.826이며 유의확률이 0.409이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주지 못하는 것으로 나타났다. 안전지식에서 안전행동은 비표준화 베타값이 0.379이고, 검정통계량은 t값이 4.745이며, 유의확률이 0.000이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 안전동기에서 안전행동은 비표준화 베타값이 0.453이고, 검정통계량은 t값이 4.250이며, 유의확률이 0.000이므로 통계적으로 유의한 양의 영향을 주는 것으로 나타났다. 이상과 같은 연구가설 검증결과 가설 H1a, H1b, H2a, H2c, H2d, H3, H4는 채택되었고, H2b는 기각되었다.
이것은 관제 조직의 안전분위기는 관제실 동료와 감독관의 안전분위기에 유의한 영향을 미치고, 감독관과 동료의 안전분위기는 안전지식과 안전동기에 영향을 주며 관제사의 안전행동에 유의한 영향을 주는 것으로 볼 수 있다. 다만 동료의 안전분위기는 관제사의 안전동기에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 볼 수 있다.
Ⅲ. 결 론
본 연구는 항공교통관제조직의 안전분위기가 감독관과 동료의 안전분위기에 미치는 영향과 항공교통관제사의 안전행동에 주는 긍정적인 영향을 규명하고자 하였다. 항공교통관제사 209명을 대상으로 실증 분석한 결과는 다음과 같다.
첫째, 관제조직의 안전분위기는 관제실의 동료와 감독관의 안전분위기에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는, 조직의 리더 및 중간관리자의 안전을 중시하는 분위기는 관제실의 관제사 동료와 감독관의 안전중시 분위기에 절대적인 영향이 있음을 의미한다. 둘째, 관제실 감독관의 안전분위기는 관제사의 안전지식과 안전 동기에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 관제실 동료의 안전분위기는 관제사의 안전지식에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째, 관제사의 안전동기와 안전지식은 관제사의 안전관제(안전 준수)에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 항공교통관제사의 관제업무 수행에 감독관과 동료의 안전분위기가 관제 안전행동을 이끄는 중요한 요인임을 보여주는 것이다. 이러한 가설에 대한 검증 결과는 선행연구에서 나타난 결과와 일치하는 것으로 관제기관내의 안전분위기를 증대하는 방향으로 관제 안전정책을 수립·운영하여야 할 것이다.
본 연구의 한계점 및 향후 연구과제는 다음과 같다. 첫째, 항공교통관제 업무를 수행하기 위한 관제기준 및 관제 경험 및 스트레스, 안전에 대한 관제사의 태도 등이 구체적으로 관제사의 안전행동에 어떻게 영향을 미치는지를 알 수 없었기에, 앞으로 추가 연구가 필요하다. 둘째, 관제기관은 업무범위에 따라 계류장, 비행장, 접근, 항공로관제기관으로 나누어지기에, 향후에는 조직별 또는 조직 전체를 통합한 안전분위기에 대한 연구가 이루어져야 할 것이다.
