1. 연구의 필요성

보건의료조직은 급변하는 의료 환경의 변화 속에서, 효율적인 인력관리를 통한 업무성과 향상을 위해 노력하고 있다. 간호사는 의료기관의 전체 인력 중 약 50% 이상을 차지하는 인적자원으로, 24시간동안 환자에게 직접적인 간호서비스를 제공하며, 의료조직의 성과향상에 중추적 역할을 하고 있다[1]. 간호업무성과는 간호사가 지식과 기술을 바탕으로 업무를 수행하여, 조직의 목표를 효율적으로 달성하는 것을 의미하며[2], 조직의 성과와 직결되어 간호조직의 핵심과제라고 할 수 있다[1, 3].

간호업무성과는 조직구성원이 간호 조직의 목표를 달성하기 위해 자신의 직무를 효과적으로 수행하여 나타나는 결과로, 간호업무 효율성과 간호조직 발전에 긍정적 영향을 준다[4]. Ko 등[2]은 간호업무성과를 평가하기 위해 간호사의 직무에 대한 태도와 역할 수행을 포함한 통합적 확인의 중요함을 강조하였다. 이러한 간호업무성과는 병원의 수익만으로 평가하는 것은 제한적이며, 간호사의 직무만족, 이직률, 간호업무수행 등을 종합적으로 고려하여 측정할 수 있다[5].

간호업무성과에 대한 선행연구는 자기효능감, 정서 등의 간호사의 개인적 차원에 영향을 미치는 변수를 통해 간호업무성과와의 관계를 확인한 연구가 있고[3, 4], 간호업무성과를 간호업무수행[1], 직무에 대한 태도[6], 직무에 대한 태도 및 수행[7]을 통해 확인한 연구가 이루어졌다. 업무성과는 조직구성원이 직무를 통해 나타나는 태도, 행동, 역할 수행을 포함한다[8]. 개인의 역량과 조직의 환경에 의해 직무에 대한 태도가 만들어지고 의도가 형성되어 행동에 영향을 주며, 역할 수행으로 연결되어 전체적인 업무성과로 나타나게 된다[9]. 그리고 Newman 등[10]은 업무성과에 대한 연구는 조직구성원의 태도, 행동, 역할 수행에 대한 단계적이며 다차원적인 파악이 필요하다고 하였다. 이러한 측면에서, 간호사의 직무에 대한 태도, 행동, 역할 수행을 통합적으로 확인하고 연구할 필요가 있다.

Harrison 등[11]은 조직구성원의 직무에 대한 긍정적인 태도에서 행동적 의도가 유도되고, 행동적 의도는 행동적 결과로 나타나며 최종적으로 역할수행에 영향을 주게 되고, 이러한 조직행위는 시간적순서에 따라 형성된다고 하였다. Harrison 등[11]의 이론에 근거하여 Youssef와 Luthans [9]는 긍정심리자본과 업무성과에 대한 통합적 개념 기틀을 제시하였다. 이 모형에서는 업무성과에 영향을 주는 개인적 요인, 조직적 요인과 함께 업무성과를 직무에 대한 태도적 결과, 행동적 의도, 행동적 결과, 역할 수행을 포함하여 단계적으로 구성하고 있어, 간호사를 대상으로 간호업무성과 모형을 체계적으로 구축하기에 적합할 것으로 사료된다.

한편, 간호업무성과는 개인적 차원과 조직적 차원의 요인에 의해 복합적인 영향을 받게 되며, 간호업무성과 향상을 위해서는 개인적, 조직적 차원의 영향요인을 동시에 확인하는 것이 매우 중요하다[12]. 최근 개인적 차원에서 간호업무성과에 영향을 주는 중요한 변수로 긍정심리자본이 부각되고 있다. 긍정심리자본은 개인의 긍정적 인지를 통해 나타나는 긍정적인 심리상태를 의미한다[9]. 또한, 자기효능감, 희망, 낙관주의, 회복력 등 네 가지 개념을 포함하는 하나의 복합적인 심리역량으로, 개별적인 변수로 작용할 때 보다 네 개의 변수가 상호작용을 통해 나타나는 시너지 효과가 있다[13]. 이러한 긍정심리 자본은 개인의 신체적, 정신적, 사회적 안녕감을 높이고[14], 긍정적 정서와 태도 형성에 영향을 준다[15]. 또한, 직무와 관련하여 직무만족[13], 업무수행[16] 등을 증진시킨다. 이처럼 선행연구를 통해 살펴본 긍정심리자본은 개인 및 직무와 관련된 긍정적인 측면을 강화하고 발전시키는데 필요한 요인임을 확인할 수 있다.

또한, 조직적 차원에서 조직의 환경은 구성원들에게 다양한 영향을 주며, 간호근무환경은 간호사에게 임상실무에서 본질적으로 중요한 요인이다[17]. 우수한 간호근무환경은 간호사의 직무만족[17]과 공감만족[18]을 증진시키고, 공감피로[18]와 소진 및 이직[17]은 감소시켜, 간호업무의 질과 간호업무성과에 긍정적인 영향을 준다[19]. 이와 같이 간호근무환경은 간호사의 직무와 관련된 부정적인 측면은 완화시키는 긍정적인 효과가 있어 의료기관에서 핵심역할을 하는 간호사가 전문성을 발휘할 수 있는 간호근무환경이 지원되어야 한다. 따라서, 간호업무성과 향상을 위해서는 개인과 조직의 공동 노력이 필요하며, 개인적, 조직적 차원에서 중요한 변수를 파악하여 간호업무성과 증진 전략을 모색할 필요가 있다[12].

간호업무성과는 간호조직에서 가장 우선순위가 높은 중요한 과제이지만, 현재까지 간호업무성과 모형을 구축한 연구 중에서 개인적, 조직적 변수를 동시에 고려한 연구는 제한적이며, 개인적 변수 중에서 심리적 역량인 긍정심리자본이 업무성과에 미치는 영향력이 검증되었으나[14], 간호사를 대상으로 간호업무성과 모형을 구축한 연구는 찾아보기가 매우 어려웠다. 또한, 간호업무성과는 간호서비스의 특성상 구체적이고 객관적인 측정이 어렵다는 점에서, 지금까지 하나의 개별적 변수로 파악한 연구 위주로 진행되었다. 그러므로, Youssef와 Luthans [9]의 이론에 근거하여 긍정심리자본을 중심으로, 간호업무성과를 직무에 대한 태도적 결과, 행동적 의도, 행동적 결과, 역할수행이 순서적으로 나타나는 과정으로 파악하는 새로운 연구와 관점이 필요하다.

2. 연구의 목적

본 연구는 Youssef와 Luthans [9]의 긍정심리자본과 업무성과에 대한 통합적 개념 기틀에 근거하여, 간호업무성과에 대한 가설적 모형을 구축하여 검증하는 것이다. 본 연구의 구체적 목적은 다음과 같다. 가설적 모형과 실제 자료와의 적합도를 검정하고, 간호사의 간호업무성과를 설명하고 예측하는 최적의 모형을 제시하며, 간호사의 간호업무성과에 영향을 미치는 개인적 변수와 조직적 변수, 간호업무성과를 구성하는 변수들 간의 직접효과 및 간접효과를 확인한다. 또한, 각 변수들 간 경로계수를 파악하여 인과관계와 강도를 확인한다.

3. 개념적 기틀 및 가설적 모형

본 연구는 간호업무성과 모형을 구축하기 위해 Youssef와 Luthans [9]의 긍정심리자본과 업무성과에 대한 통합적 개념 기틀에 근거하여 문헌고찰을 통해 구성하였다(Figure 1). Youssef와 Luthans [9]가 2010년에 제시한 내용은 다음과 같다. 개인 및 조직적 변수와 긍정심리 역량변수는 업무성과와 관련된 변수인 직무에 대한 태도적 결과, 행동적 의도, 행동적 결과, 역할수행에 영향을 주게된다. 업무성과 변수는 시간적 순서에 따라서 단계적으로 영향을 주게 되는데, 즉, 직무에 대한 태도적 결과는 행동적 의도, 행동적 의도는 행동적 결과, 행동적 결과는 역할수행에 영향을 주게된다. 이러한 과정을 통해 발생하는 업무성과는 조직의 효율성과 효과성으로 연결되며, 조직의 성과는 다시 개인 및 조직적 변수와 긍정심리 역량변수에 영향을 주는 피드백 과정을 통해 전체적인 조직의 순환이 일어나게 된다고 하였다.

Figure 1
Conceptual framework.

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Youssef와 Luthans [9]가 제시한 개인 및 조직적 변수는 개인적 변수, 조직적 변수, 개인 및 조직의 접점과 관련된 변수를 제시하였다. 개인적 변수에서는 개인의 특성 및 성격 등을 제시하였는데[9], 성격은 구조방정식 모형에서 잠재변수로 설명하기에는 다양한 구성개념을 지닌 변수로 분석에 제한점이 있었고[20], 개인 및 조직적 접점 변수는 조직적 변수에 포함된 구성요소이며, 조직적 변수가 가지는 의미가 더욱 큰 것으로 파악하여 본 연구에서는 제외한 후 개념적 기틀을 구성하였다.

본 연구의 개념적 기틀은 조직적 선행변수, 심리적 역량 변수, 간호업무성과 변수로 구성 되어있다. 조직적 선행변수는 간호근무환경이며, 심리적 역량 변수는 긍정심리자본이다. 간호근무환경과 긍정심리자본은 간호업무성과를 구성하는 변수에 영향을 준다. 간호업무성과는 직무에 대한 태도적 결과, 행동적 의도, 행동적 결과, 역할수행의 네 가지 하위 개념으로 구성되어 있다. 첫째, 직무에 대한 태도적 결과는 조직구성원이 직무에 대해 가지는 생각과 감정을 의미하며[9, 11], 본 연구에서는 직무에 대한 긍정적인 감정과 태도를 의미하는 개념으로 직무만족[21]을 통해 태도적 결과를 확인하고자 한다. 둘째, 행동적 의도는 직무에 대한 태도가 형성된 이후에 나타나며 미래의 행동이 예상가능하다[9, 11]. 본 연구에서는 행동적 의도를 재직이라는 긍정적 행동의 동기가 되는 재직의도[22]로 선정하였다. 셋째, 행동적 결과는 행동적 의도에 영향을 받아서 직무를 통해 나타나는 행동을 의미하며[9, 11], 자신의 업무에 대한 주도적 행동을 의미하는 조직시민행동[23]으로 변수를 선정하였다. 넷째, 역할수행은 조직구성원의 구체적인 업무수행이며, 본 연구에서는 간호업무수행[24]으로 확인하고자 한다.

본 연구에서는 개념적 기틀을 통해 2개의 외생변수와 4개의 내생변수를 선정하였고, 문헌고찰을 통해 총 14개의 가설적 경로를 설정하였다. 즉, 조직적 선행변수인 간호근무환경은 직무만족[17], 재직의도[25], 조직시민행동[26], 간호업무수행[27]에 영향을 주고, 심리적 역량 변수인 긍정심리자본은 직무만족[13], 재직의도[28], 조직시민행동[10], 간호업무수행[16]에 영향을 준다. 그리고, 간호업무성과 변수인 직무만족은 재직의도[22, 29], 조직시민행동[30]과 간호업무수행[31]에 영향을 미치고, 재직의도는 조직시민행동[31], 간호업무수행[32], 조직시민행동은 간호업무수행[33]에 영향을 준다.

1. 연구 설계

본 연구는 Youssef와 Luthans [9]의 긍정심리자본과 업무성과에 대한 통합적 개념 기틀에 근거하여, 간호업무성과에 대한 가설적 모형을 구축하고, 검증하기 위한 구조모형 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구는 S시에 위치한 600병상 이상의 S종합병원 1곳과 K종합병원 1곳, G도에 위치한 H대학교 병원 1곳, 총 3개 의료기관에 근무중인 임상경력 3개월 이상 간호사 350명을 대상으로 하였다. 임상경력 3개월 이상으로 선정한 기준은 신규간호사는 입사초기에 교육과 수습과정 기간으로 3개월 시점에서 독립적 근무를 시작하기 때문이며[34], 또한 본 연구에서 사용한 간호업무수행 도구는 병동 간호사를 대상으로 개발된 도구로[24], 외래부서 간호사 및 수간호사는 제한점이 있어 연구 대상에서 제외하였다. 본 연구의 표본 크기는 일반적으로 AMOS 통계 프로그램을 이용한 다변량 통계분석에서는 200~400명의 표본이 필요하다는 내용을 근거로 하였다[20]. 탈락률을 고려할 때, 본 연구의 표본수 350명은 적절한 것으로 판단하였다.

3. 연구도구

4. 자료수집 방법 및 연구의 윤리적 고려

본 연구는 2016년 S시 소재 H대학교 병원의 기관생명윤리심의위원회(IRB)의 승인(IRB No; KANGDONG 2016-06-006)을 받았고, 연구도구는 도구개발 기관과 도구개발자에게 이메일을 통해 승인을 얻은 후 자료 수집을 하였다. 본 연구의 자료수집은 2017년 2월 8일부터 3월 2일까지였다. 자료 수집을 위해 3개 의료기관의 간호부에 연구의 목적과 방법을 설명하고 협조를 요청하였다. 협조를 수락한 병원의 간호사에게 본 연구의 목적 및 진행 과정, 연구참여로 인해 예상되는 이익과 불이익 및 연구참여 중단시에도 이에 대한 불이익은 없음을 설명하였고, 이에 대한 정보를 포함한 연구참여 동의서에 서명을 받은 후 자료수집을 진행하였다. 설문지를 완성한 대상자에게는 소정의 답례품을 제공하였다. 자료 수집의 대상자는 총 350명이었고, 이 중 348부가 회수 되었으며(회수율 99.4%), 응답이 불충분한 8명의 자료를 제외하고 최총 340명(응답률 97.1%)의 자료를 분석에 사용하였다.

5. 자료분석방법

본 연구에서 수집된 자료는 연구의 목적에 따라 SPSS 21.0과 AMOS 19.0 프로그램을 이용하여 연구의 목적에 맞게 분석을 하였다. 첫째, 대상자의 일반적 특성과 측정변수는 서술통계를 이용하였다. 둘째, 잠재변수의 타당성 검증은 확인적 요인분석을 이용하여, 수렴타당도와 판별타당도를 확인하였다. 셋째, 구조모형에 대한 검증은 구조방정식 모형분석법을 이용하였고, 모형의 검증은 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법(Maximum likelyhood)을 이용하였다. 모형의 적합도는 χ², Goodness of Fit Index (GFI), Root Mean Squared Error Approximation (RMSEA), Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI), Normed Fit Index (NFI), Comparative Normed of Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI)를 이용하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구에 참여한 대상자는 총 340명이었고, 여성이 337명(99.1%), 평균 연령은 28.3세였다. 종교는 없는 대상자가 222명(65.3%)이었고, 결혼상태에서는 미혼이 257명(75.6%)이었고, 교육수준에서는 학사학위를 취득한 대상자가 237명(69.7%)으로 가장 많았다. 직위에서는 일반간호사가 314명(92.4%)으로 대다수를 차지하였고, 대상자의 평균임상경력은 5.52년이며, 현재 근무부서의 평균 경력은 2.60년이었다. 이직경험이 없는 대상자는 216명(63.5%)이었고, 근무부서는 외과계병동근무자가 150명(44.1%)으로 가장 많았다(Table 1).

Table 1
General Characteristics (N=340)

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2. 연구변수의 서술적 통계 및 정규성 검토

본 연구의 가설적 모형을 구성한 변수의 서술적 통계는 Table 2와 같다. 구조방정식 모델은 표본의 정규성 가정을 전제로 한다[20]. 정규성을 파악하기 위해 왜도와 첨도의 절대값을 확인한 결과 왜도의 절대값이 .01에서 .46으로 3 이하이며, 첨도의 절대값은 .01에서 .59로 10 이하로 나타나 정규성 가정을 만족하였다[20]. 대상자의 간호근무환경의 평균은 4점 만점에 2.62±0.36점이었다. 하위영역별로는 간호 관리자의 능력, 리더십, 간호사에 대한 지지가 2.84±0.43점으로 가장 높았고, 충분한 인력과 물질적 지원이 2.20±0.53점으로 가장 낮았다. 긍정심리자본의 평균은 6점 만점에 4.00±0.57점이었고, 하위영역별로는 낙관주의가 4.24±0.62점으로 가장 높았고, 자기효능감이 3.73±0.72점으로 가장 낮았다. 직무만족의 평균은 5점 만점에 3.25±0.45점이었고, 재직의도의 평균은 8점 만점에 5.10±1.19점이었다. 조직시민행동의 평균은 5점 만점에 3.46±0.44점이었고, 간호업무수행의 평균은 5점 만점에 3.96±0.52점이었다.

Table 2
Descriptive Statistics of Study Variables (N=340)

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3. 가설적 모형의 검증

본 연구에서는 가설적 모형을 검증하기 위해 구성타당도와 가설적 모형의 적합도 지수를 확인하였다. 첫째, 구조방정식 모델에서의 구성타당도를 검증하기 위해 수렴타당도와 판별타당도를 확인하였다. 본 연구에서 확인적 요인분석 결과, 요인 부하량(Factor loading)은 0.55~0.91로 기준 값 0.5 이상이었고, CR (Critical ratio) 값은 8.42~22.69으로 기준 값 1.965 이상이었다. 평균분산 지출지수인 AVE (Average Variance Extracted)는 0.56~0.92로 기준 값 0.5 이상이었고, 개념 신뢰도는 0.88~0.97로 나타나 기준 값 0.7 이상으로 수렴타당도가 확인되었다[20]. 그리고 잠 재변수의 상 관계수가 .36~.70으로 .80 이하로 나타나 다중공선성에 문제가 없는 것으로 확인되었으며, 두 구성개념 간 상관계수의 제곱 값과 평균분산 지출지수(AVE)값을 비교하였을 때, 상관계수의 제곱 값이 평균분산 지출지수 값보다 작아 판별타당도를 확인할 수 있었다[20].

둘째, 본 연구의 가설적 모형의 적합도를 확인한 결과 절대적합지수는 χ²=390.39, p<.001, RMR=.02, GFI=.90, AGFI=.86, RMSEA=.06이었고, 증분적합지수는 NFI=.92 TLI=.94, CFI=.95이었다. 적합도 지수가 권장기준을 충족하여 가설적 모형을 최종모형으로 결정하였다.

4. 가설적 모형의 모수추정

본 연구에서 가설적 모형의 모수 추정은 모수추정치, 경로계수의 유의성을 나타내는 CR값, p값을 통해 확인하였다. 첫째, 직무만족에 대한 간호근무환경의 경로계수는 .58 (CR=9.99, p<.001), 긍정심리자본은 .37 (CR=7.41, p<.001)로 간호근무환경이 높게 나타났다. 둘째, 재직의도에 대한 간호근무환경의 경로계수는 .01 (CR=0.17, p=.860), 긍정심리자본은 .39 (CR=6.23, p<.001), 직무만족은 .33 (CR=3.82, p<.001)로 긍정심리자본과 직무만족의 순서로 높았다. 셋째, 조직시민행동에 대한 간호근무환경의 경로계수는 .10 (CR=1.34, p=.179), 긍정심리자본은 .37 (CR=5.93, p<.001), 직무만족 .32 (CR=3.61, p<.001), 재직의도 .15 (CR=2.70, p<.001)로 나타나, 긍정심리자본과 직무만족, 재직의도의 순서로 높게 나타났다. 넷째, 간호업무수행에 대한 간호근무환경의 경로계수는 .16 (CR=2.58, p< .001), 긍정심리자본 .23 (CR=3.50, p<.001), 직무만족 .01 (CR=.11, p<.001), 재직의도 .17 (CR=3.47, p<.001), 조직시민행동 .41 (CR= 5.32, p<.001)로 긍정심리자본이 간호근무환경보다는 높았고, 조직시민행동, 재직의도, 직무만족의 순으로 높게 나타났다.

5. 가설적 모형의 효과분석

본 연구에서 가설적 모형의 효과를 분석한 결과는 Table 3, Figure 2와 같다. 내생변수에 따른 효과를 보면, 첫째, 직무만족에 영향을 미치는 간호근무환경은 직접효과(γ=.58, p=.003)와 총효과(γ=.58, p=.003)가 유의하였고, 긍정심리자본은 직접효과(γ=.37, p=.004)와 총효과(γ=.37, p=.003)가 유의하였다. 간호근무환경, 긍정심리자본은 직무만족을 66.4% 설명하는 것으로 나타났다.

Figure 2
Path diagram of the model
X1=Hyperarousal; X2=Avoidance; X3=Intrusion; X4=Sleep problem and numbness; X5=Commitment; X6=Control; X7=Challenge; Y1=Self-disclosure about event; Y2=Self-disclosure about emotion; Y3=Emotional support; Y4=Evaluative support; Y5=Informational support; Y6=Economical support; Y7=At the time of rumination; Y8=Recent rumination; Y9=Relating to others; Y10=Changed perception of self; Y11=New possibilities; Y12=Spiritual change.

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Table 3
Effect of Predictor Variables in the Structural Model (N=340)

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둘째, 재직의도에 영향을 미치는 간호근무환경은 직접효과(γ=.01, p=.788)는 유의하지 않았고, 간접효과(γ=.18, p=.004)와 총 효과 (γ=.20, p=.004)는 유의하며, 간호근무환경과 재직의도간의 직무만족의 매개효과가 있었다. 긍정심리자본은 직접효과(γ=.39, p=.004), 간접효과(γ=.11, p=.003), 총 효과(γ=.51, p=.003)가 있었고, 직무만족은 직접효과(β=.33, p=.004), 총 효과(β=.33, p=.004)가 있어, 긍정심리자본과 재직의도간의 직무만족의 매개효과가 있었다. 재직의도는 간호근무환경, 긍정심리자본, 직무만족에 의해 43.0% 설명되는 것으로 나타났다.

셋째, 조직시민행동에 영향을 미치는 간호근무환경은 직접효과(γ=.10, p=.156)는 유의하지 않았고, 간접효과(γ=.21, p=.005)와 총 효과(γ=.31, p=.005)가 유의하며, 간호근무환경과 조직시민행동간 재직의도의 매개효과가 있었다. 긍정심리자본은 직접효과(γ=.37, p=.004)와 간접효과(γ=.19, p=.004), 총 효과(γ=.55, p=.005)가 유의하며, 긍정심리자본과 조직시민행동간 재직의도의 매개효과가 있었고, 재직의도는 직접효과(β=.15, p=.005)와 총 효과(β=.15, p=.005)가 유의하였다. 그리고 직무만족은 직접효과(β=.32, p<.001)과 간접효과(β=.05, p=.002), 총 효과(β=.36, p=.006)가 유의하며, 직무만족과 조직시민행동간 재직의도의 매개효과가 있었다. 조직시민행동이 간호근무환경, 긍정심리자본, 직무만족, 재직의도에 의해 63.1% 설명되는 것으로 나타났다.

넷째, 간호업무수행에 영향을 미치는 간호근무환경은 직접효과(γ=.16, p=.014)와 간접효과(γ=.16, p=.003), 총 효과(γ=.33, p=.007)가 유의하여 간호근무환경과 간호업무수행간 조직시민행동의 매개효과가 있었고, 긍정심리자본은 직접효과(γ=.23, p=.006)와 간접효과(γ=.32, p=.002), 총 효과(γ=.54, p=.004)가 유의하며, 긍정심리자본과 간호업무수행간 조직시민행동의 매개효과가 있었다. 직무만족은 직접효과(β=.01, p=.835)는 유의하지 않았고, 간접효(β=.20, p=.006), 총 효과(β=.21, p=.007)가 유의하며, 직무만족과 간호업무수행간 재직의도와 조직시민행동의 매개효과가 있었다. 재직의도는 직접효과(β=.17, p=.004)와 간접효과(β=.06, p=.004), 총 효과(β=.23, p=.004)가 유의하며 재직의도와 간호업무수행간 조직시민행동의 매개효과가 있었고, 조직시민행동은 직접효과(β=.41, p=.007)와 총 효과(β=.41, p=.007)가 유의하였다. 간호업무수행이 간호근무환경, 긍정심리자본, 직무만족, 재직의도, 조직시민행동에 의해 설명되는 부분은 69.0%로 나타났다. 이와같이 모형을 분석한 결과 총14개의 경로 중, 간호근무환경에서 재직의도, 조직시민행동,직무만족에서 간호업무수행에 대한 경로를 제외한 11개의 경로가 유의하였다.