1. 연구의 필요성

간호사의 부족은 한국 뿐만 아니라 전 세계적인 이슈이다. 한국의 경우 2030년 간호사의 공급이 수요에 비해 17~18만 명 부족할 것으로 예측되고 있다[1]. 이러한 간호사 부족을 심화시키는 것 중 하나가 신규간호사의 조기이직이다. 최근 병원간호사회의 통계 자료에 의하면 신규간호사의 이직률은 평균 29.0%로 경력간호사의 이직률 13.9%의 2배에 이르는 것으로 나타났다[2]. 최근 연구에서는 신규간호사의 조기 이직을 입사 후 역할 적응 초기과정 중에 경험하는불안, 불확실, 불충분, 불안정 등의 심리적 충격과 연관시켜 설명하고 있다[3, 4, 5, 6, 7, 8]. 신규간호사의 이러한 심리적 충격을 현상학적 연구나 포커스 그룹연구에서 보고된 내용으로 표현하면, 신규간호사는 자신이 기대했던 모든 것이 현실에서 충족될 수 없음을 인식하고 충격에 빠진다[3]. 또한 새로운 상황에 직면하여 허둥대며[4] 처음 접하는 위계적 간호조직문화 속에서 자신의 자리를 못찾아 헤매는 경험을 한다[5]. 이러한 상황에 적응하기 위하여 신규간호사는 여러 방법을 모색해도 보지만 결국 현실에 부딪히고[6], 자존감을 상실하게 되며[7], 이직을 생각한다[4, 8]. 따라서 신규간호사가 입사 후 겪는 심리적 충격은 조기이직으로 이어져 개인적으로나, 사회적으로 부정적 영향을 미치므로 이를 완화할 수 있는 중재방안이 요구된다.

신규간호사의 심리적 충격을 완화하기 위한 중재를 위해서는 우선적으로 이러한 충격을 측정할 수 있는 적절한 도구가 필요하다. 신규간호사의 충격을 양적으로 측정하기 위하여 개발된 도구는 Kramer 등[9]이 개발한 현실충격 도구인 Environmental Reality Shock-Related Issues and Concern가 유일하다. 이 도구는 Kramer[10]의 현실충격 개념을 바탕으로 하였는데, 이는 개인이 익숙하고 친근한 문화권에서 낯설고 이해하기 어려운 기대와 요구로 가득찬 새로운 문화권으로 옮길 때 오는 충격과 불균형으로 정의된다[10]. 이 도구는 낯선 간호실무 환경에서 쟁점과 이슈가 되는 내용에 대하여 신규간호사 자신이 인지하는 정도를 측정하도록 구성되어 있으며, 주로 실무환경에서 신규간호사의 역할 습득을 방해하거나 이를 어렵게 하는 내용들로 이루어져 있다[9]. 그러나 이 도구는 신규간호사와의 그룹미팅 자료분석, 관련세미나 내용분석, 관련 문헌고찰 등의 결과를 토대로 개발되어[9] 근거가 되는 이론적 모델이 없으며, 신뢰도와 타당도를 통계적으로 검증하지 않았을 뿐만 아니라 도구의 하위영역도 제시되지 않아 구성요소를 확인할 수 없었다. 따라서 이러한 단점을 적절히 보완한 도구를 개발함으로써, 본 개념을 구성하는 여러 측면을 고려할 수 있으며, 측정하고자 하는 개념을 일관성 있게 측정 가능하도록 도구의 안정성을 확보하는 것이 필요하겠다.

따라서 본 연구는 신규간호사가 입사 후 학생에서 간호사로 이동할 때 나타나는 충격에 대한 도구를 개발하고자 하며, 이의 이론적 근거로 Duchscher [11]가 제시한 전환충격 모델(transition shock model)을 토대로 개념 분석한 Sin과 Kim [12]의 결과를 이용하였다. Duchscher [11]는 학생에서 간호사로 전환하는 단계에서 발생하는 충격임을 강조하기 위해 Kramer [10]의 ‘현실충격’대신 ‘전환충격’이라는 용어를 사용하였으며, 전환충격을 신규간호사가 졸업 전에 기대했던 것과 실제 업무와의 불일치에 대한 반응으로 정의하였다. Duchscher [11]의 전환충격 모델은 역할, 책임, 관계, 지식 등의 차원에서 신규간호사가 겪는 의구심, 혼란, 혼동, 상실 등의 감정의 반응을 전환충격으로 설명하고 있다. 이를 토대로 한 개념분석 연구에서[12] 전환충격이란 의료기관에 입사한지 1년 미만의 신규간호사가 학생에서 간호사로 이행하는 과정에서 경험하는 이론과 실제의 충돌, 업무의 압도, 지지의 상실, 간섭에 당황, 관계의 위축, 가치관의 혼란, 개인생활의 부조화 등의 감정의 반응을 의미하는데, 이는 전환충격에 영향을 미칠 수 있는 한국 간호사의 근무환경과 정서가 고려된 결과라고 할 수 있다.

이에 본 연구는 Sin과 Kim [12]의 결과를 이론적 근거로 하여 신규간호사를 대상으로 전환충격 측정도구를 개발하고 이에 대한 타당도와 신뢰도를 평가하고자 한다. 이를 통하여 본 연구에서는 신규간호사의 전환충격 정도와 실태를 파악하고, 전환충격을 예방하고 부정적 영향을 감소시킬 수 있는 중재방안을 모색하는데 도움이 되고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 한국의 신규간호사의 근무환경과 정서를 반영할 수 있는 전환충격 측정도구를 개발하고 이 도구에 대한 타당도와 신뢰도를 평가하는 것이다.

1. 연구 설계

신규간호사의 전환충격을 측정하는 도구를 개발하고 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다.

2. 연구절차 및 내용

3. 윤리적 고려

연구를 위해 연구자가 소속된 D 대학의 Institutional Review Board (IRB)의 승인(2-104709-AB-N-01-201506-HR-026-02)을 받았다. 본 연구대상자의 권리보호를 위해, 자료수집 전에 본 연구의 목적과 방법, 연구참여로 인한 이득과 손실, 사생활과 비밀보장, 연구철회 가능성 및 이로 인한 불이익이 없음을 설명하였고, 이에 서면으로 동의한 경우 무기명으로 설문지에 응답하도록 하였다. 수집된 자료는 연구 목적으로만 사용할 것을 설명하였으며, 설문이 완료된 후 연구에 참여한 대상자에게 소정의 선물을 제공하였다.

1. 연구대상자의 일반적 특성

연구대상 신규간호사의 일반적인 특성은 Table 1과 같은데, 먼저 탐색적 요인분석을 위한 연구대상 신규간호사들은 대부분 여성(94.8%)이었고, 평균연령은 23.28±1.61세이었다. 교육수준은 4년제 학사가 80.6%였고, 부모와 함께 거주하는 경우가 60.6%, 혼자 거주하는 경우가 34.1%이었다. 현재 근무경력은 6.46±2.41개월이며, 현재 취업상태가 정규직인 경우가 65.7%였고, 월급여는 200만원 이상인 경우가 54.5%이었다. 근무부서는 외과병동이 28.4%로 가장 많았으며, 대상자의 61.9%가 희망한 부서에 배치 받은 것으로 나타났다. 병동 배치 전에 대부분(97.0%)이 예비교육을 받으며 예비교육기간은 2.51±1.45주이었다. 병동 배치 후 대부분 프리셉터 교육을 받았으며(96.3%) 프리셉터 기간은 6.06±2.57주로 나타났다.

Table 1
Characteristics of Participants (N=269)

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확인적 요인분석을 위한 연구대상 신규간호사들도 대부분 여성(94.1%)이었고, 평균연령은 23.21±1.15세이었다. 교육수준은 4년제 학사가 78.4%였고, 거주형태는 부모와 함께 거주하는 경우가 54.2%로 가장 많았다. 현재 근무경력은 6.83±2.41개월이며, 현재 취업상태가 정규직인 경우가 65.2%였고, 월급여는 200만원 이상인 경우가 54.5%이었다. 근무부서는 외과병동이 29.6%로 가장 많았으며, 대상자의 61.2%가 희망한 부서에 배치 받은 것으로 나타났다. 병동 배치 전에 대부분(99.3%)이 예비교육을 받으며 예비교육기간은 2.84±1.75주이었다. 병동 배치 후 대부분 프리셉터 교육을 받았으며(96.3%) 프리셉터 기간은 6.02±2.77주로 나타났다.

2. 문항분석

문항을 평가하기 위하여 문항분석을 실시한 결과, 문항의 평균점수는 2.68±0.34이었고, 문항간 상관계수의 범위는 .19~.58이며, 문항-총점간의 상관계수의 범위는 .15~.64로 나타났다. 문항간 상관계수는 너무 낮거나(.30미만) 높은 경우(.70이상) 제거할 것이 권장되며[13], 문항-총점간의 상관계수는 .30 미만인 경우 제거하고, .70이상이면 불필요하게 중복된 문항이라고 간주한다[13]. 본 연구에서 대부분 문항이 이러한 기준을 충족하였으나, 문항 5와 문항 22의 문항-총점간의 상관계수 값이 각각 .15, .24로 나타났다. 문항 5 (임상현장에서 새로이 배워야 할 것이 많음)와 문항 22 (간호보조원의 태도에 마음이 상함)를 제거하였을 때 Cronbach's alpha 값이 .92로, 원래의 Cronbach's alpha 값 .93가 거의 차이가 없었다. 따라서 2개 문항을 삭제하고 총 35개의 문항으로 구성하였다.

3. 탐색적 요인분석

요인분석에 적절한 표본인지 판단하기 위해 KMO 검사와 Bartlett의 구형성 검정을 실시하였다. 그 결과 KMO값은 .84이었으며, Bartlett의 구형성 검정의 근사카이제곱값이 1042.65로 유의한 것으로 나타났다(p<.001). 이 같은 수치는 문항간의 상관관계가 다른 변수에 의해 잘 설명되고 있으며, 상관관계행렬이 단위행렬이 아닌 것을 의미하는 것으로, 본 자료가 요인분석에 적합함을 보여주는 것이다.

요인추출의 방법은 요인 수와 정보손실을 최소화하고자 주성분분석을 시행하였으며 요인회전은 직교회전 방식 중 Varimax 회전을 이용하였다. 주성분 분석에서 적절한 요인을 추출하기 위한 기준으로 고유값(eigen value) 1.0 이상, 요인적재량 .50 이상으로 하였다. 그 결과 6개 요인과 18개 문항이 선정되었다. 6개의 요인은 전체 분산의 71.26%를 설명하였고, 각 문항의 요인적재량은 .59~.85이며, 공통성은 .52~.81로 나타나서, 권장 기준인 .50 [22]을 충족하였다(Table 2).

Table 2
Factor Loadings from Exploratory Factor Analysis (N=134)

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탐색적 요인분석 결과, 6개 하위요인의 총 18개 문항이 추출되었다. 하위요인은 본 연구의 개념적 기틀에서 제시한 구성요인[12]을 근거로 명명하였는데, 업무의 압도(4개 문항), 간호전문직관의 혼란(4개 문항), 동료관계의 위축(3개 문항), 이론과 실제의 충돌(3개 문항), 사회적 지지의 상실(2개 문항), 개인생활과 일과의 부조화(2개 문항)이었다.

4. 확인적 요인분석

탐색적 요인분석 결과에서 추출된 6개의 하위요인과 각 요인에 지정된 문항들 간의 관계를 이용하여 구성타당도를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분석에서는 전체 자료 중 탐색적 요인분석에 사용하지 않은 135명의 자료를 이용하였다. 분석에 앞서서 도구의 문항별로 결측치가 없음을 확인하였고, 각 문항의 평균값의 왜도(0.02~1.15)와 첨도(0.07~1.28)를 산출하여 정규성에도 문제가 없음을 확인하였다. 먼저 모델의 적합도를 분석한 결과, χ²=159.67 (p<.001)로 유의하였는데, 본 연구의 표본의 크기를 고려할 때 이는 일반적으로 기대되는 결과이며, χ²/df=1.33로 기준치 3.0 이하로 적절하였다[21]. 표준평균제곱잔차의 제곱근(Standardized Root Mean Square Residual [SRMR])은 .06으로 기준 이하로 양호하였고, 기초적합지수(Goodness of Fit Index [GFI])는 .90, 비표준적합지수(Non Normed Fit Index [NNFI]) .94, 비교적합지수(Comparative Fit Index [CFI])는 .95로 나타났다. 이러한 지수들은 .90 이상이면 모형의 적합도가 좋은 것을 의미하는데[14], 본 연구결과는 모두 .90 이상으로 좋은 적합도를 나타내었다. 또한 표본의 크기에 민감하지 않고 모형의 간명성을 고려하는 지수로 알려진 오차평균제곱의 제곱근(Root Mean Square Error of Approximation[RMSEA])는 .05 (90% CI=.03~.07)로 양호한 기준인 .05~.08에 포함되었다[14].

구성타당도 중 문항 수렴타당도는 측정문항이 도구의 요인을 일관되게 잘 측정하였는지 확인하기 위한 것으로, 이를 위해 우선 각 문항별로 요인적재량을 확인하였다. 그 결과, 이들 모두 기준치 .40 이상[14]이었으며, 모든 경로가 통계적으로 유의하였다(p<.05). 또한 평균분산추출은 .68~.76로 기준치 .50 이상[16]을 충족하였으며, 개념신뢰도(Construct reliability [CR])도 .83~.91 로 기준치 .70 이상[16]을 만족시켜 수렴타당도가 확보되었다. 또한 도구의 요인 간의 차별성 즉 문항 판별타당도를 검증하기 위해 각 요인간의 상관계수의 제곱이 각 요인의 평균분산추출 보다 작은지를 확인하였다. 그 결과, 요인간의 상관관계 계수 중 가장 큰 .70는 요인4와 요인6의 상관관계이며, 이의 제곱은 .49로 요인4의 평균분산추출인 .76와 요인6의 .75보다 작으므로 판별타당도가 확보되었다(Table 3).

Table 3
Confirmatory Factor Analysis Findings and Final Items (N=135)

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5. 수렴타당도 분석

수렴타당도를 검증하기 위해, 전환충격과 소진 간의 상관관계 분석을 실시하였다. 그 결과 전환충격은 소진(r=.71, p<.001)과 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 1년 후 이직의도가 있는 경우는 11.9% 였으며, 이직의도가 없는 경우에 비하여 있는 경우 전환충격 점수가 유의하게 높은 것으로 나타났다(t=5.84, p<.001)(Table 4).

Table 4
Relationships between Transition Shock with Burnout and Turnover Intention (N=269)

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6. 신뢰도 분석

구성타당도가 확인된 18개 문항(Appendix 참조)에 대한 신뢰도를 분석한 결과, 전체 18개 문항의 신뢰도 Cronbach's alpha는 .89이었고, 하위요인에 따른 Cronbach's alpha는 .68~.81이었다. 전체 문항의 평균점수는 2.70±0.39이었고, 요인별 평균점수는 이론과 실제의 충돌 2.91±0.45, 업무의 압도 2.92±0.51, 사회적 지지의 상실 2.18±0.64, 동료관계의 위축 2.77±0.54, 간호전문직관의 혼란 2.53±0.55, 개인생활과 일과의 부조화 2.73±0.65이었다(Table 5).

Table 5
Reliability Coefficients (N=269)

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