간호학생들이 졸업 전에 간호업무를 수행하기 위한 준비가 적절히 잘 되었는지 평가하는 것은 간호사가 된 후 환자에게 안전하고 효과적인 간호를 제공하기 위해 매우 중요하며, 학교에서는학생들에게 추가적인 교육과 훈련을 통해 졸업 후 성공적으로 임상현장에 적응하도록 도울 수 있다. 이를 위해 간호실무준비도를 객관적으로 측정할 수 있는 신뢰할 만하고 타당도가 높은 도구를 개발하는 것은 매우 중요하다. 본 연구에서는 CRPS를 국내에 적용하기 위해 한국어로 번역한 다음 우리나라 간호학생을 대상으로 인지면접 및 설문조사를 통해 신뢰도와 타당도를 검증하였다. 그 결과, 구조타당도 분석을 통해 원 도구와의 구조적 차이를 확인하였고, 자아존중감 및 임상실습불안과의 수렴타당도 검증, 내적일관성 신뢰성 계수의 산출을 통해 K-RPS가 우리나라 간호학생의 간호실무준비도 측정에 신뢰할 수 있는 유효한 도구임을 확인하였다. 또한 본 연구를 통하여 CRPS가 우리나라 간호학생에게도 적용이 가능하다는 근거를 제공함으로써 원 도구의 다른 인구와 국가로의 확장 가능성을 확인하였으며, 학생들의 간호실무준비도의 국가간 비교가 가능할 수 있는 기회를 제공하였다.

본 연구에서 개발된 K-RPS의 전체 구성은 4개 요인의 20문항으로 원 도구와 일치하였으나, 구조타당도 검증에서 K-RPS는 ‘임상문제해결’ 10문항, ‘학습경험’ 4문항, ‘전문직 책임’ 4문항, ‘전문직 준비’ 2문항으로 원 도구의 ‘임상문제해결’ 7문항, ‘학습기술’ 2문항, ‘전문직 정체성’ 5문항, ‘역경’ 6문항과는 다른 요인 명명과 문항 구성을 갖게 되었다(Appendix 2). 이는 같은 도구라 하더라도 표본에 의해 도출된 고유값으로 요인을 추출하는 탐색적 요인분석 특성상 표본 특성에 따라 결과가 달라질 수 있기 때문이다[27]. 같은 도구를 사용한 호주 및 뉴질랜드의 연구에서도 탐색적 요인분석 결과상 가장 타당한 해석이 가능한 하위척도 집합을 선택해 요인을 구성하였다[19, 20]. Woods 등[19]이 113명의 호주 간호학생을 대상으로 수행한 연구에서는 CRPS를 ‘전문직 정체성(professional identity)’ 7문항, ‘윤리적 수행(ethical practice)’ 9문항, ‘돌봄 시스템(system of care)’ 4문항으로 영역과 항목을 재구성하여 4학년 간호학생들의 졸업 전 간호실무준비도를 측정하였다. 또한 Jamieson 등[20]이 뉴질랜드에서 529명의 간호학생을 대상으로 수행한 연구의 경우 ‘전문직 책임(professional Responsibilities)’ 9문항, ‘전문직 준비(professional preparation)’ 7문항, ‘의사소통(communication)’ 4문항으로 영역과 항목을 재구성하였다. 이와 같이 동일 문항이 여러 나라에서 서로 다른 요인으로 도출된 결과는 원 도구의 요인 구성이 고정적이거나 확정적인 사항이라고 보기 어려우며 원 도구가 문화적 맥락과 사용 국가의 간호교육 및 의료시스템에 매우 민감함을 시사한다.

요인별로 구체적 문항구성을 살펴보면, K-RPS의 ‘임상문제해결’ 요인에 포함된 문항들은 원 도구의 ‘임상문제해결’ 요인을 구성하는 문항에 도움 요청에 관한 11번 문항이 추가되었다. 우리나라 간호학생들의 경우 환자 사정 후 임상적 의사결정을 내리고 타 의료진과의 의사소통을 통해 도움 요청을 포함한 문제해결에 필요한 행동을 하는 것을 임상문제해결로 이해하는 것으로 해석할 수 있다. 이러한 맥락에서 탐색적 요인분석에서 별도의 요인으로 도출된 문항(2, 3번)도 임상문제해결요인으로 구성하였다. 이는 졸업을 앞둔 우리나라 간호학생의 핵심간호역량 측정도구 개발 연구에서 간호학생이 간호과정, 문제해결, 의사결정 등의 개념을 포함하는 ‘비판적 사고’ 역량을 ‘통합적 간호 제공’ 역량과 하나의 요인으로 인식한다는 기존 연구결과와 유사하다[22]. 5개 요인으로 도출된 탐색적 요인분석 결과에서는 16번, 18번 문항의 요인적재량이 .3보다 작았으나 해당 문항에서 제시하는 내용이 국내외 다수의 간호교육 인증평가 및 간호사 핵심 역량으로 제시되고 있어 해당 문항들을 포함하였다[22, 40, 41]. 그러나 학생신분으로 임상실습 시 잠재적 환자안전 위험을 감지하고 알리는 것이 꺼려진다고 보고한 선행연구[44]와 우리나라 간호학생의 86.2%가 실습 시 환자의 죽음을 경험함에도 83.1%가 죽음에 관한 교육을 받지 못한다는 사실[45]을 고려할 때 학생이 환자안전 위험 파악 및 임종 환자 간호에 대한 준비가 되어 있는지를 평가하기 위해서는 교육과정을 통해 이에 대한 충분한 교육 및 실습경험이 주어져야 함을 시사한다. 이는 임종간호 그리고 환자안전 위험요소 파악이 임상현장에서 간호사로 업무를 수행하기 위해 필요한 역량이지만 간호학생으로 임상실습현장에서 관찰 및 수행한 경험은 많지 않아 각자의 교육 및 실습경험에 따라 응답과정에서 문항이 표상하는 내용에 대한 이해가 달랐기 때문으로 추론해볼 수 있다. 최종모형의 확인적 요인분석 결과에서는 해당문항들 모두 요인 적재량 값이 .4 이상을 만족하였다. 또한 탐색적 요인분석에서 2개의 요인에 중복 적재되었던 13번 문항의 경우 최종 모형에서 중복 적재되었던 2개의 요인이 통합되어 중복 적재의 문제가 해결되었다.

두 번째 요인인 ‘전문직 책임’에 포함된 문항(4, 5, 8, 9번)의 경우 원도구에서는 모두 ‘역경’에 포함되었고[18], 뉴질랜드 간호학생을 대상으로 수행된 연구에서는 모두 ‘전문직 책임’ 요인으로 분류되어[20] 본 연구 결과와 유사하였다. 8번 문항의 요인적 재량이 .4 미만으로 낮았다. 그러나 표준화된 경로계수의 p값이 모두 .001 이하로 통계적으로 유의하게 나타났으며, 설명력이 낮은 문항을 제외하였을 때 신뢰도 계수의 차이가 크지 않고 간호실무준비 개념에 윤리적 딜레마 해결 속성이 필요하므로[22, 41] 해당 문항을 포함하였다. 그러나 추후 연구를 통해 요인적재량이 .4 이하인 문항의 타당성을 재확인할 필요가 있다.

세 번째 요인인 ‘학습 경험’에 포함된 문항(6, 10, 14, 15번)들의 경우 원 도구에서는 4개의 서로 다른 요인으로 분류되어 K-RPS와 가장 큰 차이를 보였다. 그러나 6번, 10번, 14번 문항의 경우 호주 간호학생을 대상으로 수행된 연구에서는 ‘전문직 정체성’ 요인으로[19], 뉴질랜드 연구에서는 ‘전문직 준비’ 요인으로 도출되어 그 결과가 유사하였다[20].

네 번째 요인인 ‘전문직 준비’에 포함된 문항(19, 20번)은 원도구와 호주 연구에서는 다른 많은 문항들과 함께 ‘전문직 정체성’으로 분류되었고[18, 19], 뉴질랜드 간호학생 대상 연구에서는 ‘전문직 준비’로 분류되었다[20]. 본 연구에서는 19번, 20번 문항의 기술문이 전반적인 간호실무준비도와 만족도를 측정하고 있으므로 다른 문항들과 함께 하나의 하위요인에 포함시키기보다 별도의 요인으로 구성하였다.

K-RPS를 개발하는 과정에서 문항의 수렴타당성은 확보되지만 요인들 간 판별타당성은 확보되지 못하였다. CRPS를 활용한 선행문헌들에서 문항의 수렴타당성과 요인들 간 판별타당성을 검증한 결과가 없어 비교가 어렵지만, 이러한 결과는 각 문항이 해당 요인을 잘 설명하고 있으나 요인 간 상관도가 높아 요인 간 구분이 명확하지는 않으며, 각 요인을 하위영역으로 두고 이들 요인을 포괄하는 간호실무준비도라는 하나의 개념이 존재함을 의미한다[36]. 이는 간호실무준비도의 여러 속성들은 서로 상호작용하며 간호실무준비도에 영향을 미친다는 간호실무준비도 개념 관련 연구의 결과를 뒷받침한다[11]. 따라서 보다 정확한 모델을 찾기 위해 선행문헌의 제안에 따라[28, 36] 각 문항이 하위요인으로 설명된다고 가정하는 일차요인모형(Model 2)과 각 문항이 하위요인과 간호실무준비라는 일반요인(general factor) 모두에 의해 설명된다고 가정한 이중 요인모형(Model 3)의 모형적 합성을 비교하였다. 그 결과 Model 3의 모델적합성 지수가 개선된 것을 확인하였고, 최종적으로 본 연구에서는 Model 3을 최종 K-RPS로 제안하였다.

K-RPS의 수렴타당도는 자아존중감 및 임상실습불안 변수와의 관련성으로 검증하였다. 선행연구에서 간호실무준비의 속성 중 하나인 전문적 역량은 자아존중감과 관련이 있고[11], 간호실무준비의 결과인 간호학생의 성공적인 간호사 역할이행과[11] 자아존중감은 유의한 양의 상관관계를 보였다(r = .36, p < .001) [30]. 그리고 임상실습불안은 간호학생의 성공적인 간호사 역할이행과 유의한 음의 상관관계를 보였다(r = -.37, p < .001) [30]. 본 연구 결과에 따르면 자아존중감은 간호실무준비도와 중간 크기의 상관관계(r = .46, p < .001)를 가지는 것으로 나타났으며, 임상실습불안도 간호실무준비도와 중간크기의 상관관계(r = .50, p < .001)를 보였다. 이는 일반적 수렴타당도 기준인 r > .50 [46]보다는 다소 낮은 수치를 보였으나, 실증적 선행연구에서 상관관계가 그리 높지 않게 보고되고 있는 경우, 그 기준으로 r ≥ .30을 사용할 수 있다는 선행연구에 근거하여[47] 수렴타당도를 만족하는 것으로 판단할 수 있다. 높은 자아존중감은 추후 간호사 역할이행에 긍정적인 작용을 할 뿐 아니라[11, 30] 간호수행 및 임상현장 적응에 영향을 미치는 것으로 나타나므로[48] 자아존중감은 간호실무준비도에 중요 요인으로도 볼 수 있다. 또한 임상실습과 관련된 불안이 높은 경우 간호학생이 스스로 인식하는 임상수행능력에 영향을 미쳐[49] 간호실무준비도를 떨어트린다.

K-RPS의 신뢰도 검증을 위해 ordinal α값과 문항-총점 간 상관계수를 통해 내적 일관성을 분석한 결과, 전체 도구의 신뢰도는 .88로 수용할만한 수준으로[36], 원 도구의 전체 Cronbach’s α값인 .69 [18], 호주 및 뉴질랜드연구에서의 Cronbach’s α값인 .70 [19], .75 [20]보다 높은 것으로 나타났다. 요인 별로도 비교해보았을 때, K-RPS 신뢰도는 .65~.86 사이로 원 도구 Cronbach’s α인 .50~.80 [18], 호주 .62~.78 [19], 뉴질랜드 .56~.67 [20]보다 유사하거나 높았다. 제2요인의 경우 요인 적재량 값이 낮았지만 연구자 판단으로 포함한 8번 문항의 영향으로 신뢰도 수치가 낮았을 가능성이 있다. 그러나, 전체문항의 ordinal α에 비해 요인들의 ordinal α가 수용가능한 기준인 .70보다[36] 낮다는 점에서 앞서 확인한 바와 같이 본 도구 적용 및 해석 시 각 요인들을 나누어 분석해 각각의 요인별 점수를 활용하기보다 전체 도구의 항목을 종합적으로 판단해 적용하는 것이 더 적절하다는 것을 시사한다.

본 연구의 장점은 다음과 같다. 첫째, 기존 연구들이 1~4개 학교 간호학생을 대상으로 도구의 타당도 검증 연구를 수행한 반면, 본 연구에서는 전국 52개 간호대학의 재학생으로부터 자료를 수집하여 전국단위 표본을 통해 대상자의 대표성을 높이고 연구 결과의 외적타당도를 확보했다. 둘째, 선행연구에서 도구의 구조가 이론적 기틀에 기반하지 않고 문화권에 따라 문항이 다르게 군집 되는 도구의 특성을 반영하여 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석의 대상자를 무작위로 분리한 후 각각의 표본에 대해 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 적용해 분석함으로써 구조타당도를 교차확인(cross-validation)해 구조타당도의 정확성을 높였다[37]. 셋째, 도구번역 시 최신의 다국가 설문조사도구 번역 지침에 따라 TRAPD 방법으로 번역을 시행하여 우리나라의 문화적 맥락을 반영하고 간호실무준비도의 개념적 이해를 바탕으로 한 번역을 하여 도구번역의 완성도를 높였다. 그럼에도 불구하고, 본 연구는 다음과 같은 제한점이 있다. 첫째, 본 연구의 대상자가 전국표본이기는 하나 편의추출을 표집방법으로 사용하였으며, 주관적으로 응답한 내용이기는 하나 연구대상자의 학점이 전반적으로 높은 것으로 나타나 대체적으로 학업성취도가 높고 적극적인 학생들이 참여하여 자의선택(self-selection) 편중이 높게 나타난 것으로 보인다. 둘째, 간호실무준비도는 최근에 활발하게 연구되고 있는 개념으로 이를 측정하기 위한 표준화된 측정 도구(gold standard)가 없어 준거타당도를 검증하지 못하였다. 또한, 같은 이유로 해당 개념과 상관관계가 밝혀진 비교개념이 없어 선행문헌에서 간호실무준비도의 결과로 제시된 성공적인 간호사 역할이행과 상관관계가 도출된 자아존중감 및 임상실습불안과 수렴타당도를 확인하였다. 그러므로 추후 간호실무준비도와 상관관계가 보고된 개념과 수렴타당도를 검증하는 연구를 수행할 것을 제안한다. 셋째, 가설검정 구성타당도 중 수렴타당도 검증을 위해 임상실습불안 도구의 16문항 중 국내 실습상황에 맞지 않는 4개 문항을 제외하였으나, 12문항 도구는 타당도가 확보되지 못하였다. 따라서 결과 해석 시 이를 고려하여야 하며 추후 타당도가 확보된 도구로 수렴타당도 검증을 위한 반복연구를 제안한다. 넷째, 본 도구는 20개 문항이 4개 영역으로 구성되었으며 각 영역이 10문항, 4문항, 4문항, 2문항으로 구성되어 영역별 문항수의 편차가 크다. 이는 구성 문항 수가 많은 영역인 임상문제해결 능력의 점수가 전체 간호실무준비도 점수에 미치는 영향력이 크게 평가되거나 문항 수가 적은 전문가 준비영역이 과소 평가될 가능성을 내포한다. 그러나 간호실무준비도에 관한 연구는 시작단계로 간호실무준비도 개념의 각 구성요인이 얼만큼의 비중으로 해당 개념을 구성하고 있는지 알려진 바 없다. 따라서 간호실무준비도 개념개발 연구를 통해 각 요인의 구성 비중을 탐색하고 필요시 도구를 수정 및 보완하여 간호실무준비도 개념을 정교하게 측정하기 위한 노력을 기울일 필요가 있다. 마지막으로 본 연구는 국내 간호학생을 대상으로 수집된 자료를 이차자료분석으로 분석하여, 연구 설계 시 언어를 비교집단으로 설정하여 다수의 국가에서 한 측정도구의 여러 언어버전으로 조사한 내용을 비교해 다집단 확인적 요인분석을 통해 검증하는 교차문화타당도 검증[38, 50]을 수행하지 못하였다. 그러나 선행연구에서 번역된 측정도구의 문항이 원 도구의 문항을 얼마나 잘 반영하는지 검증하기 위해 교차문화타당도를 제안[38]하고 있으므로 추후 다국가에서 수집된 자료로 다집단 확인적 요인분석을 활용한 검증을 수행할 것을 제안한다.

본 연구를 통해 개발된 K-RPS는 임상문제해결(clinical problem solving) 10문항, 전문직 책임(professional responsibilities) 4문항, 학습 경험(learning experience) 4문항, 전문직 준비(professional preparation) 2문항의 4개 요인으로 구성되며, 각 문항은 문항이 속한 하나의 하위영역과 간호실무준비도라는 일반요인으로 설명되는 이중요인모형이 적합한 다차원적 구조이다. K-RPS는 타당도(구조타당도와 수렴타당도)와 신뢰도(내적일관성)를 검증하여 국내에서 간호학생의 간호실무준비도를 측정하는 도구로 사용할 수 있음을 확인하였다. 본 연구 결과를 통해 지금까지 교육현장과 임상현장의 필요에도 불구하고 도구의 부재로 측정할 수 없었던 간호실무준비도를 객관적으로 측정함으로써 국내 간호학생의 간호실무준비도 향상을 위한 교육 중재 프로그램을 개발하고 효과를 평가하는 연구에 기여하고 졸업 후 신규간호사의 성공적 전환을 돕는데 기여할 것으로 기대된다.