1. 연구의 필요성

신입간호사는 대학 졸업 후 간호전문직에 대한 자부심을 가지고 병원에 입사하게 되지만 기대와 실제 임상현장의 업무 차이로 현실충격(reality shock), 업무 미숙, 무력감 등을 경험하면서 자아존중감이 낮아진다[1]. 또한 신입간호사가 실무교육을 받는데 어려움이 있을 경우 간호교육과정에서 습득한 지식의 직접적인 임상적용이 어렵고, 스트레스를 받는 것으로 파악되었다[2]. 신입간호사들이 자신의 직무나 역할 수행에 필요한 기술이나 지식을 효과적으로 습득하지 못하게 되면 업무성과로 얻어지는 성취감, 자신감, 만족감 등을 느끼지 못하고 갈등으로 인해 결국 이직을 선택하게 된다.

국내 간호사의 이직률은 2017년 13.8% [3]로 보건사회복지분야 종사자의 이직률 3.0% [4]와 비교할 때 훨씬 높은 수준이며, 1년 미만 신입간호사의 이직률은 33.6%로 간호사 전체 평균 이직률의 두 배에 가까운 수치이다[3]. 미국의 경우도 2017년 기준 신입간호사의 이직률은 23.8%로 전체 이직간호사의 60.0%를 차지하였다[5]. 대만의 경우도 신입간호사의 이직률이 27.0~57.7% [6]를 차지하고 있어, 신입간호사의 높은 이직률은 국제적인 이슈가 되고 있다. 또한 간호사 이직은 의료기관에 간호사 1명 당 평균 149,500달러의 재정적 손실을 유발하며[5], 구성원의 사기와 부서의 관리능력 저하, 남은 간호사들의 소진뿐만 아니라 환자의 사망률 및 병원감염률 증가 등 간호의 질을 저하시킬 수 있는 부정적 요소이다[7].

오늘날 신입간호사의 이직률이 높은 병원의 임상현장에서 신입간호사의 직무와 조직 적응을 돕는 과정에서 교육과정의 완성도를 높이는 프리셉터의 역할이 중요해지고 있다. 프리셉터십(preceptorship)은 신입간호사의 현장 적응능력을 향상시키고, 역할 습득과 성공적인 사회화를 돕고자 유능한 경력간호사가 역할 모델이 되어 교육자, 상담자, 촉진자의 역할을 맡아 일대일(1:1)로 교육하는 방법이다[8]. 신입간호사는 프리셉터를 통해 병원의 조직 환경에서 요구하고 기대하는 간호사로서의 업무수행을 효율적이고 체계적인 방법으로 습득할 수 있고, 새로운 상황에서 겪는 갈등을 해소하고 적응해 나간다[9].

프리셉터십의 효과에 대한 선행연구의 결과에서는 신입간호사는 프리셉터의 교육을 통해 간호업무성과, 자율성, 임파워먼트, 조직몰입이 높아졌으며, 낮선 환경에의 적응으로 불안과 두려움이 해소된 것으로 나타났다[10]. 또한 프리셉터는 신입간호사 지도를 통해 자신의 역량을 확인하고 강화시키는 계기가 되어 위상이 높아짐을 느꼈으며[11], 교수기법, 임상기술, 대인관계 기술 등의 업무 능력도 향상된 것으로 나타났다[12]. 조직차원에서는 신입간호사의 이직의도를 낮춤으로써 인력 관리 비용을 줄일 수 있었다[13].

그러나 프리셉터가 적절한 역량을 갖추지 못하는 경우 프리셉티에 대한 교육의 효과가 떨어지고, 프리셉티의 불만을 야기할 뿐만 아니라 프리셉터 자신에게도 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉 프리셉티는 프리셉터의 경력부족과 프리셉터의 업무량 과다로 인한 교육시간 부족, 배려나 지지의 부족으로 프리셉터에 대한 불만족을 나타냈다[14]. 프리셉터도 교육방법의 차이로 인한 갈등, 역할정체성 미확립, 프리셉터로서의 역량부족, 교육에 대한 부담감, 역할스트레스, 업무과부하로 인한 소진, 신입간호사와 적절한 관계를 유지하는데 어려움을 경험하고 있었으며, 이로 인해 프리셉터 역할을 기피하게 되고 이직까지 생각하는 것으로 나타났다[15]. 프리셉터의 소진을 다룬 Jeon [16]의 연구결과에 의하면, 프리셉터가 역할수행을 위해 받은 교육시간은 평균 8시간 정도로 짧았으며, 교육을 받은 프리셉터는 50% 미만인 것으로 나타나, 이러한 교육을 통해 프리셉터로서의 지식과 기술을 이론화하기에 시간이 부족한 것으로 나타났다. 또한 프리셉터들은 프리셉터를 위한 교육이 자신의 교육수행능력을 갖추는데 중요하다고 인식했으며, 프리셉터들이 교육활동에 대한 부담을 갖는 것은 프리셉터 활동을 위한 체계적인 준비교육이 미흡하기 때문이라고 하였다.

지금까지 국내의 프리셉터에 대한 연구들은 주로 역할적응, 간호행위 수행정도, 조직사회화, 만족도와 스트레스, 제도 및 현황, 업무부담, 업무수행능력 등의 영역[17]과 프리셉터의 핵심역량[18]이나 행동지표 개발[19] 등이었다. 프리셉터의 핵심역량과 행동지표를 규명한 두 편의 방법론적 연구[18, 19]에서 개발한 도구는 신입간호사가 수행해야 할 업무를 내용으로 각각 34문항과 53문항으로 구성되었다. 프리셉터의 교육이 신입간호사의 업무수행역량을 높이는 것도 중요하지만, 프리셉터의 임상교육행동에는 신입간호사와의 언어적, 비언어적 상호작용을 포함한 지원적 교육행동이 포함되어야 한다[20]. 즉, 프리셉터는 신입간호사의 업무수행능력을 향상시키는 교육자로서의 역할뿐 아니라 신입간호사의 조직적응과 역할습득 등 성공적인 조직사회화를 돕는 상담자이자 역할모델이 되어야 한다. 따라서 이러한 포괄적인 프리셉터의 교육행동을 포함하고, 피교육자인 신입간호사의 프리셉터에 대한 요구를 반영한 도구를 통해 프리셉터의 교육행동을 평가할 필요가 있다.

이에 본 연구에서는 최근 프리셉터의 교육행동을 평가하는 23개 영문 문항의 비교적 간결한 도구로 개발되어 그 신뢰성과 타당성이 입증된 프리셉터 교육행동 평가도구(Clinical Teaching Behavior Inventory [CTBI]) [21]를 한국 간호현장에 적용할 수 있도록 한국어판 CTBI를 위한 번역과 역번역 과정을 거친 후 신뢰성과 타당성을 검증하고, 도구의 적용 가능성을 탐색하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 프리셉터의 교육행동을 평가하기 위해 개발된 평가도구(CTBI)의 신뢰도와 타당도를 검증해서 한국어판 도구를 개발하는 것으로 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 한국어판 CTBI의 타당도를 검증한다.

둘째, 한국어판 CTBI의 신뢰도를 검증한다.

셋째, 한국어판 CTBI의 유용성을 평가한다.

1. 연구 설계

본 연구는 Lee-Hsieh 등[21]이 개발한 프리셉터 교육행동 평가도구(CTBI)를 한국어로 번역하고, 한국어판 CTBI의 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다.

2. 연구대상

본 연구의 대상자는 편의표집에 의하여 선정된 서로 다른 도내에 위치한 3개 상급종합병원과 2개의 종합병원에서 3개월 이상 프리셉터 경험이 있는 간호사로서 본 연구의 목적과 방법을 이해하여 연구참여에 동의한 간호사이다. 구성타당도 확인을 위한 요인분석에서 신뢰할 수 있는 적합한 표본수는 문항 당 5~10명(115~230명)이 필요하고[22], AMOS 프로그램을 이용한 확인적 요인분석을 위해 권고한 표본크기 200~400명을 근거로 대상자 수를 산출하였다[23]. 설문지는 탈락률을 고려하여 총 300부를 배부하였으며, 이 중 283부가 회수되었으나(94.3%) 응답이 불충분한 3부를 제외한 280부(93.3%)를 최종 분석하였다.

3. 연구도구

4. 연구 진행 절차

5. 자료 분석 방법

수집된 자료는 SPSS WIN 24.0과 AMOS 22.0 통계 프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 기술통계로 분석하였다. CTBI는 이론을 바탕으로 개발되어 구성타당도가 확인된 도구로, 구성타당도는 각 하위 범주의 문항들을 대상으로 구조방정식 모형이 제공하는 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 실시하였다. 한국어판 CTBI의 구성타당도 검증은 χ², CMIN/df, Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Root Mean Square Residual (RMR), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), Goodness of Fit Index (GFI), Incremental Fit Index (IFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Comparative Fit Index (CFI)를 구하였다. 수렴타당도(convergent validity) 검증은 표준화요인부하량(Standardized factor loading), 유의성(critical ratio [C.R.]), 개념신뢰도(construct reliability [CR]), 평균분산추출(Average Variance Extracted [AVE]) 결과값을 확인하였다. 판별타당도는 상관계수와 AVE 값을 이용하여 검증하였다. 준거타당도는 ‘프리셉터 핵심역량 평가도구’ [18]와의 상관관계를 Pearson's correlation으로 검증하였다. 한국어판 CTBI의 신뢰도는 Cronbach's α 값으로 확인하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

대상자의 97.5%는 여성이었으며, 평균 연령은 34.27세이었다. 교육수준은 학사학위가 45.4%로 가장 많았으며, 석사학위 이상도 29.6%이었다. 근무부서는 내과병동이 32.9%로 가장 많았으며, 다음으로 특수병동, 외과계 병동 순이었다. 총 임상경력은 평균 11.55년으로 15년 이상이 28.9%로 가장 많았다. 현 근무병동의 경력은 3년 미만이 58.6%로 가장 많았다. 프리셉터로서의 경력은 평균 4.49년이었으며, 1~4년이 42.1%로 가장 많았다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of Participations (N=280)

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2. 한국어판 CTBI (K-CTBI)의 구성타당도 검증

K-CTBI 23개 문항의 6개 요인에 대한 확인적 요인분석을 통해 문항의 표준화 요인부하량(β)을 살펴본 결과, ‘교육하기[CT]’의 4번문항 ‘나는 신입간호사를 가르치기 위해 업무 외의 시간을 기꺼이 할애한다.’는 표준화 요인부하량이 .37로 낮고, 전반적으로 모형의 적합도(Model 1)를 낮추므로 삭제하였다(Table 2). 4번 문항을 제외한 22개 문항의 표준화 요인부하량은 .52~.94로 최소 기준을 충족하였다(Figure 1) [25]. K-CTBI의 신뢰성과 타당성 검증을 위한 요인별 문항과의 관계에서 비표준화 람다(λ) 값의 C.R. (critical ratio) 값이 유의수준 α=.05 기준에서 6.97~15.73의 범위로 나타나 1.96 이상의 분석 조건을 만족하였다.

Figure 1
Measurement model of the Korean version clinical teaching behavior inventory (CTBI-22).

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Table 2
Goodness-of-Fit for Comparative of the Korean Version-Clinical Teaching Behavior Inventory (K-CTBI)

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이에 4번 문항을 제외한 6개 요인의 22개 문항으로 구성된 모델의 적합도를 살펴보았다[Model 2]. 카이제곱 값(χ²)은 486.21 (df=194, p<.001)로 p값이 .05보다 작게 나타났다. 그러나 표본수가 200이 넘을 경우 카이제곱 값(χ²)이 커지기 때문에 p값이 .05보다 작으나 χ²값을 자유도로 나눈 Q값(CMIN/df)이 3보다 작은 경우에 적합도를 인정하는데[25], 본 연구에서는 기준을 충족하여 모형이 적합한 것으로 나타났다. 또한 모델 적합지수는 R MSEA=.07, RMR=.03, SRMR=.06, GFI=.86, IFI=.90, TLI=.88, CFI=.90으로 나타났다. RMSEA와 RMSR/SRMR은 모형의 전반적인 적합도를 나타내며, 각각 .08과 .05 이하이면 적합하다고 판단하고 GFI, IFI, TLI, CFI는 .90 이상이면 적합도가 우수하다고 수용된다[26]. 본 연구에서 [Model 2]는 다른 조건은 모두 충족하나 GFI와 TLI 값이 기준을 충족하지 않아 모델 적합도를 높이기 위해 수정지수(Modification Index [MI])를 적용하여 수정한 [Model 3]을 구축하였다. 수정된 [Model 3]의 적합도를 분석한 결과 Q값은 1.95로 낮아졌으며, 적합도 지수인 RMSEA=.06, RMR=.03, SRMR=.05, GFI=.90, IFI=.94, TLI=.92, CFI=.94로 모든 기준에서 적합도 지수를 충족하였다. 따라서 6개 하부요인, 22개 문항으로 구성된 한국어판 CTBI의 구성타당도가 확인되었다(Table 2, Appendix 1).

3. 한국어판 CTBI의 수렴타당도 검증

한국어판 CTBI의 수렴타당도를 3가지 조건으로 검증한 결과는 Table 3와 같다. 첫째, 모든 문항의 표준화 요인부하량(β)은 .52~.94로 .50 이상을 만족하였다. 둘째, 평균분산추출지수(AVE) 값은 .59~.80으로 .50 이상을 만족하였다. 셋째, 개념신뢰도(CR) 값은 ‘적절한 교수법 활용(.59)’을 제외하고 .70 이상을 만족하였다. 따라서 한국어판 CTBI는 세 가지 조건을 만족하여, 프리셉터 교육행동을 평가하고자 하는 문항의 수렴타당도가 확인되었다[25].

Table 3
Contents Validity and Convergent Validity of the Korean Version-Clinical Teaching Behavior Inventory (K-CTBI) (N=280)

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4. 한국어판 CTBI의 판별타당도 검증

한국어판 CTBI의 판별타당성을 검증하기 위해 두 가지 조건을 확인하였다. 즉 첫 번째 조건 ‘평균분산추출(AVE)값>상관계수(ρ)²’과 두 번째 조건 ‘상관계수(ρ)±2×표준오차의 값이 1을 포함하지 않아야 한다.’의 조건을 검증하였다. 첫 번째 조건인 ‘평균분산추출(AVE) 값이 상관계수의 제곱값(ρ²)보다 커야 한다’는 조건에서는 CT와 TS, LA와 TS, TS와 FE 요인의 상관계수의 제곱값(ρ²)이 각 요인의 AVE 값보다 커서 일부 요인들 간 문항의 판별타당도 조건을 만족하지 못하였다. 두 번째 조건으로 ‘표준오차에 2를 곱한 값을 상관계수에 더하거나 뺀 범위에 1을 포함하지 않아야 한다.’는 조건은 모든 요인 관계의 값이 범위 안에 1을 포함하지 않아 판별조건을 만족하였다(Table 4).

Table 4
Discriminant Validity of the Korean Version-Clinical Teaching Behavior Inventory (K-CTBI) (N=280)

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5. 한국어판 CTBI의 준거타당도 검증

한국어판 CTBI의 준거타당도 검증을 위해 선행 연구에서 ‘프리셉터의 핵심역량 평가도구’로 타당도가 검증된 Kwon 등[18]의 도구와의 관련성을 분석한 결과, 두 도구는 통계적으로 유의한 양(+)의 상관관계를 보였다(r=.77, p<.001). 또한 K-CBTI의 모든 하부요인 CT (r=.59, p<.001), LA (r=.57, p<.001), TS (r=.69, p<.001), IC (r=.62, p<.001), FE (r=.67, p<.001), CS (r=.54, p<.001)에서 유의한 양(+)의 상관관계를 보였다.

6. 한국어판 CTBI 도구의 신뢰도 검정

한국어판 CTBI 전체 22개 문항의 신뢰도 Cronbach's α값은 .93이었다. 또한 하부요인별 Cronbach's α값은 교육하기(CT) .77, 학습분위기 조성(LA) .72, 적절한 교수전략 사용(TS) .80, 전문가 간 의사소통(IC) .79, 피드백 제공과 평가(FE) .85, 관심과 지원 보이기(CS) .85로 나타났다.