1. 연구의 필요성

수면은 삶의 기본적인 활동으로 인간이 신체적, 정신적 기능을 회복하고 건강을 유지하는데 필수적이다. 충분한 수면은 건강과 안위를 증진시키는 반면, 수면부족은 피로, 졸음, 기억력과 집중력 감소, 초조, 긴장 등을 초래하고 낮 동안의 생활에 영향을 주는 등[1], 개인의 안녕과 삶의 질에 지대한 영향을 미친다[2].

간호사는 환자와 밀접한 관계 속에서 24시간 지속적으로 환자상태를 파악하고, 연속성 있는 간호 서비스를 제공해야 하므로 교대근무가 필요하다. 국내 의료기관에 종사하는 간호사의 약 85.0% 이상이 교대근무를 시행하고 있고, 150병상 이상 병원을 대상으로 조사한 결과 병동의 경우 98.6%가 3교대 근무를 하고 있는 것으로 나타났으며, 교대근무를 시행하는 주기는 2~3일∼1주 등 의료기관의 실정에 맞게 다양하게 운영되고 있다[3].

교대근무는 일주기리듬(circadian rhythm)을 교란시킴으로써 24시간 주기에서 깨어있어야 할 시간과 잠자는 시간이 뒤바뀌게 되어 수면의 질을 저하시킨다[4]. 수면의 질이란 수면의 양, 잠들기까지 걸리는 시간, 야간 수면 시 깨는 횟수, 각성후 다시 잠들기까지 걸리는 시간, 아침 기상 시 피곤감, 그리고 수면에 대한 일반적인 만족감 정도를 말한다[5]. 대부분 교대근무를 하는 간호사들은 주간기능장애, 수면 후 회복 및 수면만족도 저하, 수면유지의 어려움, 잠들기 어려움, 일어나기 어려움 등 수면의 질에 영향을 받게 된다[6]. 선행연구 결과에 따르면 교대근무 간호사는 비교대근무 간호사 보다 수면의 질이 낮았으며[7], Pittsburgh Sleep Quality Index (PSQI)로 측정한 교대근무 간호사의 수면의 질 점수는 평균 7.20점∼11.54점으로[8, 9, 10, 11] 수면장애의 기준점수인 5점을 초과하여[12] 교대근무 간호사의 수면의 질 저하가 심각함을 알 수 있다. 국외의 경우도 교대근무 간호사들의 76.0%가 수면의 질 저하를 경험하는 것으로 보고 되었다[13].

간호사들의 교대근무에 따른 수면의 질 저하는 교감신경계 활성, 감염에 대한 민감성 증가, 인지장애, 감정변화, 신체적 고통 등 간호사 개인의 건강문제 뿐 아니라[14] 간호사 이직의 주요 요인이 되고 있다[15]. 또한 직업적으로 간호업무수행의 정확성 및 효율성을 저하시켜 투약, 환자 파악 및 의료기기 작동의 오류, 주사침 상해 등의 병원 내 사고발생의 위험을 높여 환자의 건강 및 생명에 영향을 미친다[14].

교대근무 간호사는 일주기리듬의 교란에도 불구하고 간호사 개인의 건강을 유지하고, 항상 긴장된 상태에서 정확한 업무를 수행하기 위해 정신적·신체적으로 최상의 컨디션을 유지할 필요가 있으므로 교대근무 간호사의 수면의 질을 높이는 것은 간호계의 중요한 과제가 되고 있다.

간호사의 수면의 질을 증진시키기 위한 전략을 개발하기 위해서는 수면의 질에 영향을 미치는 요인들을 파악할 필요가 있다. 이들 영향요인을 효과적으로 파악하기 위해서는 이론적 기틀이 필요한데 Spielman [16]이 제시한 불면증 3P 모델(3P model of insomnia)은 수면장애의 원인을 포괄적으로 설명한 이론으로서 수면장애 치료에 있어서 효과적인 관점을 제공할 뿐만 아니라, 수면장애 요인을 파악하는데 효과적인 이론적 기틀을 제공하는 것으로 알려져 있다[17]. 구체적으로 보면, 수면장애에 대한 요인을 수면에 영향을 미치는 내적인자인 소인요인(predisposing factor), 수면장애를 야기시키는 촉진요인(precipitating factor), 수면장애를 지속시키는 지속요인(perpetuating factor)으로 분류하였으며, 이들 3가지 요인이 서로 유기적으로 연결되어 상호작용을 하면서 수면장애를 발생시킨다고 하였다. 즉, 소인요인과 촉진요인에 의해 수면장애가 생기고, 지속요인인 비적응적 대처행동에 의해 수면장애가 만성화된다고 하였다[16]. Spielman [16]의 불면증 3P 모델은 임상간호사, 간호대학생 대상의 수면장애나 수면의 질에 대한 선행연구[7, 18]에서 이론적 기틀로 활용되어 왔으므로 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 이론적 기틀로 유용하다고 볼 수 있다.

선행연구에서 규명된 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 관련요인을 Spielman [16]의 3P 모델 기준에 따라 분류하면, 소인요인으로는 연령[19], 일주기 유형[8, 11, 20]등이 있다. 촉진요인으로는 결혼상태[9, 19], 지각한 건강상태[11, 19], 월경전 불편감[19, 20], 스트레스 반응[7, 11, 19], 우울[8], 교대근무[7], 교대근무 경력[11, 19], 직무스트레스[7, 19], 밤근무 일수[19], 부서만족도[21] 등이 있다. 지속요인으로는 수면위생[11, 20], 건강증진행위[9, 21], 신체활동[11] 등이 있다. 이런 세 요인들이 서로 유기적으로 연결되어 상호작용을 하면서 교대근무 간호사의 수면의 질에 영향을 미친다고 할 수 있다.

하지만, 지금까지 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 선행연구들은 수면의 질에 대한 일부 관련 변수들만 다루었고, 소인요인, 촉진요인, 지속요인들을 모두 포함한 포괄적인 연구는 시도되지 않았다. 또한, 교대근무 간호사의 수면의 질에 영향을 미치는 변수들 간의 관계와 이들 변수들이 어떠한 경로로 수면의 질에 영향을 미치는지에 대한 인과적 모형 연구는 국외에서 1편[20]이 있었으나 국내에서는 전혀 시도되지 않았다. 더불어, 국내 간호사의 교대근무 현황은 대부분 병원에서 3교대 근무를 하고 있지만 국외의 경우 다양한 교대근무 형태(예: 미국 간호사의 근무형태: 8시간, 10시간, 12시간 근무제 등 다양함)가 있어 국내 간호사 대상의 인과적 모형 연구가 필요하다.

이에 본 연구에서는 선행연구에서 규명된 교대근무 간호사의 수면의 질 관련요인 중에서 여러 연구에서 일관된 관련성이 확인되고 변수 간에 중복(예: 신체활동은 건강증진행위의 하부영역에 포함)이 되지 않은 변수를 선정한 후, Spielman [16]의 불면증 3P 모델을 기반으로 변수를 구분하여 소인요인에 일주기 유형, 촉진요인에 지각된 건강상태, 교대근무 경력, 지각된 교대근무상태, 직무스트레스, 스트레스 반응, 지속요인에 수면위생, 건강증진행위를 포함시켜 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 구조모형을 구축하고자 한다. 이후 교대근무 간호사에게 자료를 수집하여 구조모형을 검증함으로써 수면의 질에 대한 영향요인을 규명하고, 교대근무 간호사의 수면의 질 향상을 위한 전략을 개발하는데 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 Spielman [16]의 불면증 3P 모델을 기반으로 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 가설적 모형을 구축하고, 모형의 적합도를 검증하며, 수면의 질에 영향을 미치는 요인들의 직·간접적 효과를 파악하기 위함이다.

3. 이론적 기틀과 가설적 모형

문헌고찰을 통해 교대근무 간호사의 수면의 질에 일관되게 관련이 있는 것으로 규명된 요인들을 Spielman [16]의 불면증 3P 모델을 기반으로 요인들을 분류하여 이론적 기틀을 도출하였다. 구체적으로 종속변수를 수면의 질로 설정하고 수면의 질에 영향을 주는 요인 중 소인요인으로는 일주기유형을 선정하였다. 촉진요인은 종속변수가 불면증이 아니라 수면의 질이므로 본 연구에서는 불면증을 촉진하는 촉진요인이 아니라 수면의 질을 저해하는 저해요인으로 용어를 수정하여 사용하였으며, 지각된 건강상태, 교대근무 경력, 지각된 교대근무상태, 직무스트레스, 스트레스 반응을 포함시켰다. 지속요인으로는 수면위생, 건강증진행위을 선정하였다. 이들 소인요인과 저해요인 및 지속요인은 서로 영향을 미치고, 이 요인들은 모두 수면의 질에 영향을 미치는 것으로 하여 이론적 기틀을 작성하였다(Figure 1).

Figure 1
Theoretical framework and hypothetical model.

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본 연구의 이론적 기틀과 선행연구 결과에 근거하여 변수들 간의 경로를 설정하고 가설적 모형을 구축하였다. 구체적으로는 선행연구에서 일주기유형은 수면의 질[8], 수면위생[20]에 영향을 미친다고 하여 외생변수로 설정하였다. 지각된 건강상태는 직무스트레스[22], 스트레스 반응[11, 19], 건강증진행위[23], 수면위생[11], 수면의 질[11, 19]과 관련이 있거나 지각된 건강상태에 따라 이들 변수에 차이가 있는 것으로 나타나 외생변수로 설정하였다. 교대근무 경력에 따라 직무스트레스[19], 수면의 질[11, 19], 수면위생[11], 스트레스 반응[19]이 차이가 있는 것으로 나타나 외생변수로 설정하였다. 지각된 교대근무상태는 선행연구에서 직무스트레스[24]와 수면의 질[25]에 영향을 주는 것으로 추론할 수 있어 외생변수로 설정하였다. 내생변수는 외생변수들에 의해 영향을 받는 직무스트레스, 스트레스 반응, 건강증진행위, 수면위생, 수면의 질로 설정하였으며, 직무스트레스는 스트레스 반응[19]과 관련이 있거나, 직무스트레스에 따라 건강증진행위[24]가 차이가 있는 것으로 나타나 경로를 설정하였다. 또한, 선행연구에서 직무스트레스, 스트레스 반응, 건강증진행위, 수면위생이 수면의 질[7, 9, 11]에 영향을 주는 것으로 나타나 이에 따라 최종적으로 Figure 1과 같이 가설적 모형의 경로를 설정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 교대근무 간호사의 수면의 질에 대한 가설적 모형을 구축하고, 수집된 자료를 통해 모형의 적합성과 모형에서 제시한 가설을 검증하는 구조모형분석을 이용한 횡단적 조사연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상자는 경남 C시와 J시에 근무하는 교대근무 간호사를 근접모집단으로 하여 편의표집 하였다. 구체적인 대상자 선정기준은 300병상 이상 규모의 총 4개 병원(300~500병상 규모의 종합병원 2개, 700~1000 병상 규모의 종합병원 1개, 상급종합병원 1개)에서 근무하는 여성간호사로서, 병동에서 3교대 근무하며 밤근무 일수가 2~3일씩, 한달 평균 6~7일이며, 임상근무경력 6개월 이상이고, 연구목적을 이해하고 동의한 간호사이다.

구조 방정식 모형에서 최대우도 추정법(Maximum Likelihood Estimation)으로 분석할 경우, 추천되는 표본의 크기는 최소 150개 정도가 필요하며 200~400개 정도면 바람직하다[26]. 이에 따라 표본수를 300명으로 결정하였고 부적절한 응답율을 예상하여 설문지 350부를 배포하여 345부가 수거되어 응답률은 98.5%였고, 이 중 대상자 선정기준에 맞지 않은 간호사가 응답한 설문지와 불성실하고 작성이 미비한 60부를 제외한 285부를 분석에 사용하였다.

3. 연구 도구

본 연구의 자료수집을 위해 구조화된 설문지를 이용하였으며 도구는 원저자 또는 번역자 모두로부터 도구 사용에 대한 승인을 받았다.

4. 자료수집방법 및 윤리적 고려

본 연구는 연구 대상자의 권리를 보호하고 존중하기 위하여 S병원의 기관윤리심의위원회의 승인(IRB No: 2016-SCMC-051-00)을 받은 후 자료수집을 실시하였다. 자료수집은 2016년 9월 27일부터 10월 20일까지 이루어졌다. 연구자가 대상병원의 간호부에 허락을 받고 수간호사에게 연구협조를 구한 뒤 간호사를 대상으로 연구 목적, 익명성, 비밀보장, 수집된 자료를 연구 이외의 목적으로는 사용하지 않을 것에 대해 설명하였다. 이후 서면동의를 한 대상자에게 설문지를 배부하여 응답하도록 한 후 연구자가 직접 회수 하였다. 설문지 응답에 소요되는 시간은 20분 정도였다. 수집된 모든 자료와 개인정보를 보호하기 위하여 실명이 없는 코드를 통해 대상자의 정보를 식별하였다. 연구 참여자에게는 소정의 선물을 제공하였다.

5. 자료분석방법

수집된 자료는 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 Program을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성 및 측정변수들은 서술적 통계로 분석하였다. 측정변수 간 상관관계 및 다중공선성은 Pearson's correlation coefficient로 분석하였으며 표본의 정규성 검증은 왜도, 첨도를 이용하여 확인하였다.

구조모형 검증은 최대우도법을 이용하였으며, 잠재변수에 대한 측정도구의 타당도를 평가하기 위해 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis [CFA])을 시행하였다. 가설적 모형의 적합도를 평가하기 위하여 절대적합지수로는 χ²검증, χ²/df, Standardized root mean square residual (SRMR), Root mean square error of approximation (RMSEA), G oodness of fit i ndex (GFI), Adjusted goodness of fit (AGFI)를 이용하였다. 증분적합지수로는 Normed fit index (NFI), Tucker-Lewis index (TLI), Comparative fit index (CFI)를 이용하여 분석하였다.

가설적 및 수정 모형의 경로에 대한 유의성 검증은 Standardized estimate, Critical Ratio, p값을 이용하고, 내생변수에 대한 설명력은 Squared Multiple Correlation (SMC)를 이용하였다. 모형의 직접효과, 간접효과와 총효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(Bootstraping)을 이용하였다.

1. 대상자의 특성

대상자의 연령은 ‘25~29세’가 111명(38.9%)으로 가장 많았고, 평균연령은 27.59세 였다. 결혼상태는 ‘미혼’이 230명(80.7%)으로 대부분이었다. 종교는 ‘없음’이 188명(66.0%)으로 많았으며, 교육정도는 ‘4년제 졸업’이 141명(49.4%)으로 과반수를 차지하였고, 근무부서는 ‘외과계’가 112명(39.3%)으로 많았다. 총 근무경력은 ‘1~5년 미만’이 143명(50.2%)으로 과반수를 차지하였으며, 총 근무경력 평균은 5.48년 이었다. 교대근무 경력은 ‘1~5년 미만’이 145명(50.8%)으로 과반수를 차지하였으며 교대근무 경력 평균은 5.12년이었다. 수면위생 교육 유무는 ‘무’가 216명(75.8%)으로 대부분이었다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of the Participants (N=285)

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2. 측정변수의 서술적 통계와 확인적 요인분석

대상자의 일주기 유형은 평균 30.05점(13~55점 범위), 지각된 건강상태는 평균 5.68점(3~12점 범위)이었다. 교대근무 경력은 평균 5.12년이었고, 지각된 교대근무상태는 평균 2.13점(1~5점 범위), 직무스트레스는 평균 3.25점(1~5점 범위), 스트레스 반응은 평균 2.79점(1~5점 범위), 건강증진행위는 평균 1.64점(1~4점 범위), 수면위생은 평균 2.92점(1~6점 범위), 수면의 질은 평균 7.77점(0~21점 범위) 이었다(Table 2).

Table 2
Descriptive Statistics and Confirmatory Factor Analysis of Measurement Model (N=285)

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표본의 정규성 검증을 한 결과 연구변수들의 왜도값(Skewness)의 범위는 −1.18~1.83, 첨도값(Kurtosis)의 범위는 −0.89∼3.45로 나타났는데, 왜도의 절대값이 2보다 큰 경우와 첨도의 절대값이 7보다 큰 경우에 정규성에 문제가 있다고 판단하는 기준[43]에서 볼 때, 본 연구변수들은 정규분포를 하고 있는 것으로 나타났다. 또한, 측정변수 간 상관계수의 절대값의 범위가 .03∼.49였는데, 단순상계수의 경우 .8 이상인 경우 다중공선성을 인정한다는 기준[44]에서 볼 때 강한 상관관계를 보이는 변수가 없어 다중공선성의 문제가 없는 것으로 확인되었다.

확인적 요인분석은 특정 잠재변수와 이를 설명하는 측정변수간의 관계를 파악하는 것으로 잠재변수에 대한 측정변수의 측정이 제대로 되었는가 평가하는 것이어서 본 연구변수 중 측정변수가 설정된 잠재변수인 지각된 교대근무상태, 직무스트레스, 스트레스 반응, 건강증진행위의 4개 변수에 대한 확인적 요인분석을 실시하고 표준화 요인적재치의 절대값 기준이 0.4이상이면 유의한 변수로 간주하는 기준을 적용하여 분석하였다[45]. 그 결과 1차 확인적 요인분석에서 직무스트레스의 하위영역인 간호업무와 관련된 사항 영역 중 1개 문항과 간호사에 대한 대우 영역 중 2개 문항, 건강증진행위의 하위영역 중 영양 영역의 1개 문항의 표준화 요인적재치가 0.4 미만으로 나타나 이들 문항을 모두 제거한 후 2차 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 4개 변수 모두 하위항목들의 표준화 요인적재치가 모두 0.5 이상으로 나타나 집중 타당도가 있음을 확인하였다(Table 2). 판별타당도는 서로 다른 잠재변수간의 차이를 나타내는 것으로, 잠재변수의 Average variance extracted (AVE)가 잠재변수 간 상관계수의 제곱보다 큰 경우 판별타당도가 있다고 판단되는데[26], 본 연구에서 잠재변수들의 AVE는 .60∼.72이고 상관계수는 −.09∼.55로 AVE가 상관계수의 제곱값보다 커서 판별타당도가 있는 것으로 확인되었다.

3. 가설적 모형 및 수정모형의 적합도 검증

모형평가 시 χ²검증은 값이 작으면서 p>.05, χ²/df는 3 미만, GFI, NFI, TLI, CFI는 .90 이상, AGFI는 .85 이상, RMSEA는 .08 이하 SRMR은 .10 미만이면 적합한 것으로 판단한다[26, 43, 46]. 본 연구의 가설적 모형에 대한 적합도는 χ²=2.96, SRMR=.08, RMSEA=.08만 적합한 것으로 나타났고, χ²=498.69 (p<.001), GFI=.85, AGFI=.80, NFI=.82, TLI=.84, CFI=.87로 적합하지 않은 것으로 나타나 가설적 모형은 수정이 필요한 것으로 나타났다.

가설적 모형의 적합도를 높이기 위해 수정지수(Modification Index [MI])를 이용해 자유모수를 추가하는 방법[26]을 사용하였다. 구체적으로는 스트레스 반응➔ 수면위생 경로(MI=17.67), 일주기 유형➔ 스트레스 반응 경로(MI=13.16)를 추가하였고, 직무스트레스의 하위항목인 근무표와 관련된 사항(y8)↔ 환자와 보호자와 관련된 사항(y9)의 오차항(MI=41.09), 기타 인력, 대인관계와의 문제(y5)↔ 간호사에 대한 대우(y7)의 오차항(MI=27.48), 전문지식 및 기술부족(y3)↔ 의료한계에 대한 심리적 부담감(y6)의 오차항(MI=28.62)을 연결하여 수정모형을 구축하였다. 그 결과, χ²=361.04 (p<.001)로 적합하지 않은 것으로 나타났으나 χ²/df=2.19로 적합하였으며, SRMR=.07, RMSEA=.07, AGFI=.85, TLI=.91, GFI=.93으로 적합한 것으로 나타났다. 그러나 GFI=.89, NFI=.87로 적합도가 약간 떨어졌다. 하지만 표본수에 민감한 GFI를 보완한 값인 AGFI가 적합하였고, NFI 값도 가설적 모형의 값보다 유의미하게 향상되었기 때문에 수정모형을 최종모형으로 결정하였다.

4. 수정모형의 검정 및 효과분석

수정모형의 총 21개 경로 중 통계적으로 유의하게 나타난 경로는 총 15개였으며 각 경로의 경로계수와 유의성 검증 결과는 Figure 2, Table 3과 같다.

Figure 2
Path diagram for the modified model.

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Table 3
Standardized Estimates, C.R, SMC, Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for the Modified Model (N=285)

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직무스트레스에 대한 유의한 경로는 지각된 건강상태(β=−.21, p=.001), 교대근무 경력(β=.18, p=.002), 지각된 교대근무상태(β=−.29, p<.001)이었으며, 이들 변수의 직무스트레스에 대한 설명력은 20.4%였다. 스트레스 반응에 대한 유의한 경로는 일주기 유형(β=−.21, p<.001), 지각된 건강상태(β=−.31, p<.001), 직무스트레스(β=.46, p<.001)이었으며 이들 변수의 스트레스 반응에 대한 설명력은 46.1%였다. 건강증진행위에 대한 유의한 경로는 지각된 건강상태(β=.24, p=.007)이었으며 설명력은 5.6%였다. 수면위생에 대한 유의한 경로는 지각된 건강상태(β=−.19, p=.002), 스트레스 반응(β=.35, p<.001)이었으며 이들 변수의 수면위생에 대한 설명력은 25.5%였다. 수면의 질에 대한 유의한 경로는 일주기 유형(β=−.13, p=.012), 지각된 건강상태(β=−.14, p=.022), 교대근무 경력(β=.15, p=.004), 지각된 교대근무상태(β=−.16, p=.010), 스트레스 반응(β=.16, p=.040), 수면위생(β=.32, p<.001)이었으며 이들 변수의 수면의 질에 대한 설명력은 36.0%였다.

수정모형에서 각 경로의 직접효과, 간접효과, 총효과는 Table 3과 같다. 교대근무 간호사의 직무스트레스에 대해서 지각된 교대근무상태는 가장 큰 직접효과(γ=−.29, p<.001), 총효과(γ=−.29, p<.001)를 보였다. 다음으로 지각된 건강상태(γ=−.21, p=.001), 교대근무 경력(γ=.18, p=.002) 순으로 유의한 총효과가 있었다. 스트레스 반응에 대해서 직무스트레스는 가장 큰 직접효과(β=.46, p<.001), 총효과(β=.46, p<.001)를 보였고, 다 음으로 지각된 건강상태(γ=.40, p<.001), 일주기 유형(γ=−.21, p<.001), 지각된 교대근무상태(γ=−.13, p=.010) 순으로 유의한 총효과가 있었다. 건강증진행위에 대해서 지각된 건강상태는 유의한 직접효과(γ=.24, p=.007), 총효과(γ=.24, p=.008)가 있었다. 수면위생에 대해서 스트레스 반응은 가장 큰 직접효과(β=.35, p=<.001), 총효과(β=.35, p=<.001)를 보였고, 다음으로 지각된 건강상태(γ=−.33, p=0.26), 직무스트레스(β=.16, p=.009), 일주기 유형(γ=−.12, p=.015), 지각된 교대근무 상태(γ=−.05, p=.012) 순으로 유의한 총효과가 있었다. 수면의 질에 대해서 수면위생은 가장 큰 직접효과(β=.32, p<.001)와 총효과(β=.32, p<.001)를 보였다. 다음으로 지각된 건강상태(γ=−.29, p=.009), 스트레스 반응(β=.27, p=.009), 일주기 유형(γ=−.21, p=.009), 지각된 교대근무상태(γ=−.19, p=.007), 교대근무 경력(γ=.13, p=.028), 직무스트레스(β=.11, p=.038) 순으로 유의한 총효과가 있었다.