1) 문헌고찰

문헌탐색과정은 2018년 10월부터 2019년 1월까지 진행되었으며 Medline, CINAHL, Gooogle Scholar의 Database를 기반으로 시행되었다. “Nurse and Pride and Professional”의 검색어를 이용하여 검색된 문헌 중 연구자의 사전 합의를 거쳐 문헌고찰을 시행하였다. 고찰된 문헌을 중심으로 자부심, 전문직 자부심 및 간호 전문직 자부심으로 세분화하면서 정리하였다(Figure 1). 자부심은 자기 자신 또는 자기와 관련되어 있는 것에 대하여 스스로 그 가치나 능력을 믿고 당당히 여기는 마음[20]이다. 많은 심리적 기능 영역에서 중요한 역할을 하는 감정이며 이타주의와 같은 사회적 행동과 성취와 같은 적응적 행동을 강화시킨다[21]. 자부심은 ‘명예’의 개념과 밀접한 관련이 있으며, 자아 정체성과 자기 확신과 관련이 깊다[16]. 또한 자부심 상실은 자아를 위협하며, 다양한 심리적 및 대인관계에 영향을 미친다[22]. 이렇듯 자부심은 사회적 행동에 있어서 중요성이 강조됨에도 불구하고 오랜 기간 덜 주목받아왔다[22].

전문직 자부심(professional pride)을 가진 사람은 업무에 있어서 전문적일 뿐 아니라 선의의 감정을 가지고 품질을 중요시하기 때문에 자신의 일에 대해 만족하며, 다른 사람 또한 전문직 자부심을 가지고 자신의 일에 헌신하는 사람에 대해 신뢰, 긍정적인 인식 등을 보여주며, 이러한 긍정적인 반응은 다시금 매우 큰 동기부여가 된다[16]. 전문직 자부심을 가진 사람들은 자신이나 자신의 업무를 귀하게 생각하며 업적이나 특성을 공개적으로 주장한다[16]. 또한 자신의 성공에 대한 자부심은 업적을 위해 긍정적인 행동을 장려하고 [23], 진실하고 뿌리 깊은 자부심의 발전에 기여할 수 있다[22]. 사회복지사를 대상으로 전문직 자부심과 존엄성을 확인하기 위한 근거이론 연구에 따르면 그들의 전문직 자부심과 존엄성은 ‘업무를 중심으로 의미를 찾는 것’과 ‘요구와 조직적인 불만족’의 두 개의 범주에 따라 각각 6개, 7개의 주제로 구성되며 이는 궁극적으로 직무만족의 요인이 된다고 하였다[24].

Honingh 등[16]의 전문직 자부심에 대한 개념과 함께 다양한 직종에서의 전문직 자부심 예를 소개한 저서에 따르면 간호직에서는 Heyl이라는 간호사를 예를 들어 설명하고 있다. 그는 자신의 능력에 대한 믿음과 동기로 간호사가 된 이후 다양한 의료 분야에 대한 경험과 교육 훈련 과정, 연구를 지속하였고 의료 분야의 다양한 직책을 통해 많은 활동을 하였다. 특히, 1980년대 당시 간호사의 지위를 개선하기 위해 노력하였는데 그는 의료 정책에 실질적으로 간호사의 보수와 업무 환경 등을 향상시키고자 하였고, 이와 함께 환자를 돌보는 사람들을 훈련시키기 위해 시작한 통합 학습 프로그램을 발전시켰다. 이는 간호, 간호의 역사, 윤리 및 사회학을 통합한 프로그램이었으며 사람은 단순한 육체 이상이며, 직업 상 우리가 운영하는 방식의 윤리는 우리가 사는 사회에 달려 있다는 관점을 가지고 프로그램을 통해 많은 환자에게 도움이 되었다. Heyl은 이런 활동을 스스로 매우 자랑스러워 했으며, 훗날 Heyl의 생각과 철학, 행동이 간호에 있어 전문직 자부심을 가진 예로 제시되고 있다[16]. 문헌탐색과 정을 통해 간호 전문직 자부심은 간호사가 자신의 간호업무를 지속적이며 성공적으로 수행하면서 느끼게 되는 긍정적 감정이며 간호사의 지위를 향상시키고 간호사의 역할을 확고히 하고 철학적이고 종교적인 신념과 관련이 있음을 확인하였다.

2) 포커스그룹 인터뷰

포커스그룹 인터뷰 대상자는 일개 간호대학 졸업생 온라인 커뮤니티에 연구공고문을 게시하여 모집하였다. 인터뷰에 참여한 대상자는 임상에서 근무한지 5년 이상 된 8인의 간호사였다. 인터뷰 전 문헌탐색 결과를 바탕으로 포커스그룹 인터뷰 질문을 구성하였다. 인터뷰를 위한 중심질문으로는 ‘간호사로서 자부심을 느껴본 적이 있습니까?’, ‘간호 전문직 자부심은 무엇이라고 생각하십니까?’, ‘간호전문직 자부심은 언제 느껴지십니까?’였다. 포커스그룹 인터뷰는 2019년 1월 중 ‘간호사의 전문직 자부심’에 관한 주제로 질적연구 방법론 수업을 경험한 박사연구원에 의해 실시되었다. 인터뷰 장소는 조용하고 대화가 지속될 수 있는 강의실을 대여하여 사용하였다. 연구에 자발적으로 참여를 허락한 대상자에게 인터뷰 전 연구목적과 면담 내용의 녹음 등에 대해 설명 후 서면동의서를 받았다. 인터뷰는 총 3회에 걸쳐 진행되었고 대상자들에게는 소정의 상품권을 제공하였다. 녹음한 내용은 필사한 후 연구자들이 함께 관련 속성을 도출하였다. 자료분석은 Colaizzi [25]가 제시한 현상학적 연구 방법을 근거로 간호사의 전문직 자부심의 속성을 밝히고자 하였다. 구체적인 과정은 참여자로부터 기술된 내용에서 의미 있는 문장이나 구를 추출하고, 이를 기반으로 일반적이며 추상적인 진술을 만들어 의미를 구상하여 주제 묶음으로 범주화한 후 간호사의 전문직 자부심의 본질적 구조를 진술하였다.

포커스그룹 인터뷰 대상자 8인의 평균 임상경력은 13.52년이었으며, 근무지는 6명은 종합병원, 1명은 보건진료소장, 1명은 보건교사 이었다. 포커스그룹 인터뷰 내용을 분석한 결과 간호 전문직 자부심 속성은 6개의 범주, 16개의 주제모음. 45개의 주제가 확인되었다. 간호사들은 스스로 또는 다른 사람으로부터 ‘전문직으로 인정’을 받고 ‘좋은 직업’으로 만족하는 것을 전문직 자부심이라 표현하였다. 또한 다양한 ‘전문직으로서의 간호활동’을 시행하며 의료 환경에서 ‘중요한 역할’을 하는 것으로 인식하였다. 특히, ‘간호는 생명을 다루는 고귀한 직업이며, 환자에게 제공된 간호를 통해 환자가 회복할 때’, ‘간호과정을 통한 체계적인 접근을 통한 간호 결과를 경험할 때’ 간호전문직 자부심을 느낀다고 하였다. 간호사들은 간호를 통해 ‘고용이 보장’되거나 ‘재취업’의 기회가 많은 부분도 영향을 미친다고 하였다. 또한, ‘타 직종간의 관계’, ‘환자에게 새로운 시작을 줄 수 있는 역동적인 역할’, ‘경력이 증가함에 따라 간호 업무 능력 향상과 함께 리더십을 갖춘 리더가 되는 일’ 등으로 간호 전문직 자부심을 강하게 느끼며 자신과 자신의 일을 뿌듯해하고 자랑스럽게 느낀다고 하였다.

이와 같이 문헌탐색과 포커스그룹 인터뷰 결과 간호 전문직 자부심은 간호사가 자신의 업무에 전문적인 능력을 가지고 있으며 선의의 감정을 가지고 도움이 필요한 대상자의 건강과 안녕에 긍정적인 역할을 하거나 의료 환경에서 중요한 역할을 한 후 자신의 일을 자랑스러워하고 업적에 대해 만족하는 것으로 정의할 수 있다. 반면 간호전문직관은 전문직으로서 간호에 대한 체계적인 견해와 간호를 담당하는 이의 간호활동 과정과 직업 활동 자체에 대한 직업 의식적인 견해로, 가치관에 근거하여 행동의 기준을 제공하고 평가하기 위한 개념으로 정의하고 있다[5]. 또한 간호 전문직업성은 간호사가 전문직 자아개념을 발전시키기 위해 갖추어야하는 전문직 정체성보다 더 발전된 개념[8]으로 파악하고 있어 본 연구에서 제시간 간호 전문직 자부심과는 차이가 있다.

문헌탐색 결과 및 포커스그룹 인터뷰를 통해 도출된 속성들은 가독수준, 전문용어, 명확성, 개인의 가치 등을 반영하여 문항으로 작성하였다. 이와 같은 일련의 과정을 통하여 간호 전문직 자부심에 대한 56개의 예비문항을 도출하였다.

3) 전문가 내용타당도 검정과 예비도구 구성

작성된 예비문항은 전문가 내용타당도(Content Validity Index [CVI]) 검증을 위해 간호사 경력 5년 이상 된 간호학과 교수 4인, 간호학을 전공한 도구개발 경험자 1인, 간호사 경력 10년 이상 된 간호사 2인(전문간호사, 임상간호사)에게 개발된 예비문항에 대해 간호사의 전문직 자부심과 얼마나 관련이 있는지 4점 Likert 척도(1점=전혀 관련이 없다, 2점=관련이 있으나 많은 수정이 필요하다, 3점=관련이 있으나 약간의 수정이 필요하다, 4점=매우 관련이 있으며 간결하다)로 응답하도록 하였다. 내용타당도 검증은 CVI 0.80 이상인 문항을 선정하였다. 또한, 전문가 내용타당도 요청 시 모호한 문항이나 적절하지 않은 표현 등에 대한 개방적 질문을 통해 기존 문항의 일부 표현을 수정하였다.

예비도구에 대한 응답척도로 Likert 척도를 사용하였는데, 보통 범주가 네 개보다 적으면 수가 너무 적다고 판단되고, 여섯 개 이상이면 판별이 어렵다[26]. 따라서 본 예비도구는 5점 Likert 척도를 사용하였다(1=전혀 그렇지 않다, 2=그렇지 않다, 3=보통이다, 4=그렇다, 5=매우 그렇다).

선정된 예비도구의 신뢰도 검증 및 연구 전 문제점 발견을 위해 종합병원 간호사 60명을 대상으로 설문지를 이용하여 사전 조사를 시행하여 Cronbach's α 값을 산출하였다.

1) 연구설계

본 평가단계의 연구설계는 간호사의 전문직 자부심 도구개발을 위해 개발된 예비도구의 타당도와 신뢰도를 검증하는 방법론적 연구이다.

2) 연구대상

연구대상은 500병상 이상의 종합병원에서 근무하고 있는 만 1년 이상 경력을 가진 간호사로 본 연구의 목적을 이해하고 연구에 동의한 자이다. 종합병원은 서울, 경기, 인천, 강원 지역의 8개 병원을 임의로 선정하였고, 편의추출 방법으로 표본을 추출하였다. 대상자 수 선정기준은 요인분석을 위한 최소 대상자 수는 100명 이상이며, 문항 수의 5배 이상이어야 한다고 하였고[27], 작성된 도구를 인구집단에 적용 시 최소 300명이나 문항 수의 5~10배의 표본이 필요하다고 하였으므로[28], 본 평가단계 대상자수는 300명으로 선정하였다.

3) 연구도구

평가단계에 사용된 연구도구는 본 연구의 개발단계 및 사전연구 단계를 통해 도출된 예비도구, 준거타당도 검증을 위한 간호전문직관 측정 도구(Korean Nursing Professional Values Scale [K-NPV-Scale]) [5], 간호사의 전문직업성 측정 도구(Hall's Professional Inventory [HPI]) [8]였다. 간호전문직관 측정 도구는 하부요인별로 ‘전문직 자아개념’ 9문항, ‘사회적 인식’ 8문항, ‘간호의 전문성’ 5문항, ‘간호실무 역할’ 4문항, ‘간호의 독자성’ 3문항의 총 29문항의 5점 Likert 척도로 구성된다[5]. 도구의 내적 신뢰도 Cronbach's α는 개발당시 .92이었고[5] 본 연구에서도 .92이었다. 간호사의 전문직업성 측정 도구는 Hall [29]의 전문직업성 측정 척도 50문항을 Snizek [30]이 25개 문항으로 수정한 도구를 Baek과 Kim-Godwin [8]이 번역 및 타당성 검증을 한 도구로 하부요인별로 ‘전문조직의 준거성’ 5문항, ‘공적서비스에 대한 신념’ 5문항, ‘자율성’ 5문항, ‘자체 규제에 대한 신념’ 5문항, ‘직업에 대한 소명의식’ 5문항의 총 25문항의 5점 Likert 척도로 구성된다. 도구의 내적 신뢰도 Cronbach's α는 Baek과 Kim-Godwin [8]의 연구에서 .82이었고 본 연구에서는 .66이었다. 연구에 사용된 모든 도구는 연구 전 개발자에게 사전 허락을 받은 후 사용하였다.

4) 자료수집

자료수집 기간은 2019년 3월 3일부터 27일까지였다. 자료수집 전 연구자가 속한 대학의 기관생명윤리위원회(IRB No. GWNUIRB 2019-1) 승인을 받았다. 연구대상자 모집을 위한 8개 기관에 대해 간호부에 문의를 구하였고, 기관 IRB에 대해서는 환자 대상 설문이 아니므로 대학의 IRB로 간호사에 대한 설문 수집을 허락받았다. 이후 연구보조자를 통해 편의추출 된 연구대상자에게 연구의 목적과 연구 참여의 자율성, 비밀보장 등에 대한 설명 후 연구에 동의한 자에게 서면동의를 받은 후 설문조사를 하였다. 설문조사에 응답한 대상자들에게는 소정의 기념품을 제공하였다.

5) 자료분석

자료분석은 SPSS/WIN (V. 25.0)을 이용하여 분석하였다. 설문지는 배부한 300부 중 총 298부가 회수되었으나 응답이 미비한 4부를 제외하여 총 294부를 최종 분석하였다. 연구 대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균과 표준편차를 산출하였다.

도구의 구성타당도 검증은 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인분석 전 도구의 문항 분석을 통해 문항과 전체 문항간의 상관계수(corrected item to total correlation coefficient)를 확인하였다. 문항과 전체 문항간의 상관계수는 .30 이상인 문항을 선정하였는데, 상관계수가 .30 이하인 문항은 분산을 공유하지 못하여 다른 문항들과 군집될 가능성이 적음을 의미하므로[30], 일반적으로 문항간의 상관이 .30~.70이 적절한 것으로 받아들여진다. 요인분석의 적합성을 확인하기 위해 Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)와 Bartlett의 구형성 검정(Bartlett's test of sphericity)을 시행하였다. 요인추출은 주성분 분석을 적용하여 고유값 1 이상, 요인들에 의해 설명된 분산의 누적백분율 60% 이상 되는 요인을 선정하였으며, 요인회전은 베리맥스 회전을 적용하였고 요인적재량(factor loading)은 .50 이상으로 하였다[27]. 또한, 요인에 대한 문항의 군집의 적합성을 확인하기 위해 유사성이 있는 개체 간 삼차원의 가시적 공간에 문항을 위치시키는 방법인 다차원척도(multidimensional scaling [MDS]) 분석을 활용하였다[30]. MDS 결과인 Kruskal의 S-stress에 대한 기준은 .2 이상으로 하였다[31].

문항의 수렴타당도와 판별타당도 확인을 위해 다속성-다문항 매트릭스(multi-trait/multi-item matrix) 분석을 시행하였다[31]. 도구의 준거타당도를 확인하기 위해 개발된 도구와 전문직으로서의 간호와 간호사에 대한 관념, 신념, 인상의 총합을 측정하기 위한 간호전문직관 측정도구, 개발된 도구와 간호사의 전문직업성 측정도구 간 Pearson 상관관계로 분석하였다. 이들 두 개의 측정도구는 간호사의 전문직과 관련된 속성을 측정한다고 볼 수 있으므로, 개발된 도구와 비슷한 속성을 측정한다고 예측되므로 각각 중간정도의 상관관계를 보여야 한다[32].

또한 추가적인 준거타당도 검증은 집합타당도(known-groups validity)를 확인하였다. 집합타당도는 준거타당도 검정방법의 일종으로 어떤 특성에 따라 분류된 대상자 점수의 차이를 구별하는 방법[27]을 활용하는 것이다. 본 연구에서는 대상자의 일반적 특성(성별, 연령, 결혼상태, 교육정도, 총 임상경력, 근무부서, 지위, 전문간호사자격 보유정도)에 따른 간호 전문직 자부심 점수 차이를 확인하고 다른 도구인 간호전문직관, 간호사의 전문직업성 측정도구의 각 점수 차이와 비교하기 위해 independent t-test, One-way ANOVA를, 사후검증은 Scheffé test로 분석하였다. 특히 간호 전문직 자부심 정도는 간호사 경력과 전문간호사 자격 보유 여부에 따라[14] 달라질 것으로 예측되어 집합타당도를 확인하는 것은 의미가 있을 것이다.

전체 측정도구와 하부척도에 대한 내적일관성 신뢰도를 파악하기 위해서 Cronbach's α를 계산하였다. 간호사의 전문직 자부심에 대한 점수 계산은 문항 점수를 합하여 점수가 높을수록 간호사의 전문직 자부심 정도가 높음을 의미한다.

1) 대상자의 일반적 특성

대상자의 성별은 여자가 93.9%로 남자보다 많았고 연령은 평균 31.0세(만 22~54세)로 30대 미만이 55.8%로 가장 많았다. 결혼상태는 미혼이 69.7%였으며 학력은 4년제 대학 졸업이 67.7%로 가장 많았다. 간호사 총 임상경력은 평균 8.14년으로 5년 미만이 48.3%로 가장 많았고 5년~10년, 10년~20년, 20년 이상 고르게 분포하였다. 근무부서는 일반병동이 48.6%로 가장 많았고 특수파트가 34.4% 이었다. 현 지위는 일반 간호사가 81.0%로 가장 많았고 전문간호사의 경우도 4.7%를 차지하였으며, 전문간호사 자격 보유여부는 11.6%에 달하였다(Table 1).

Table 1
Demographic Characteristics of Subjects and Group Validity Comparison of 3 Scales (N=294)

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2) 문항 분석

예비도구의 문항분석을 위해 전체 문항과 각 문항간의 상관계수를 확인한 결과 3문항(7, 32, 43)의 경우 수정된 항목과 전체 상관계수가 .30이하로 도구에 대한 기여도가 낮은 것으로 판단되어 삭제하였다. 따라서 구성타당도 검증을 위한 문항은 42문항으로 이들 3문항을 삭제 후 전체 Cronbach's α값은 모두 .90 이상으로 큰 변화가 없었다.

3) 구성타당도 검증

구성타당도 검증을 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 총 42문항에 대하여 요인분석의 적절성을 확인하기 위해 KMO 검정 결과 .93으로 높게 나타났다. 상관계수의 행렬이 요인분석에 적합한지를 확인하기 위해 Bartlett 구형 검정을 실시한 결과 χ²=6162.14(p<.001)로 문항들 간 유의한 상관관계가 존재하고 있어 요인분석을 시행하기에 적합한 것으로 나타났다. 공통분산 또는 요인적재량이 .50 이하로 나타난 5문항(5, 8, 25, 28, 31)은 삭제한 후 37문항에 대한 첫 번째 요인분석 결과 KMO=.93으로 높았고, χ²=6148.14(p<.001)로 확인되었다. 37문항의 수렴타당도와 판별타당도를 확인하기 위해 문항과 하부영역과의 관계에 대해 다속성-다문항 매트릭스 분석을 실시한 결과, 기준에 미달하는 2문항(10, 27)은 삭제하였다. 나머지 35문항에 대해 첫 번째 요인분석 결과 초기 고유값이 1 이상인 8개의 요인이 추출되었고, 이들의 누적 설명률은 60.4%이었다. 첫 번째 요인에 9문항, 두 번째 요인에 6문항, 세 번째 요인에 6문항, 네 번째 요인에 4문항, 다섯 번째 요인에 5문항, 여섯 번째 요인에 2문항, 일곱 번째 요인에 2문항, 여덟 번째 요인에 1문항이 적재되었다. 이 중 여덟 번째 요인은 26번 한 문항 밖에 적재되지 않아 삭제하였다. 요인 1~5의 Cronbach's α는 모두 .70 이상으로 내적 일관성 신뢰도를 수립하였다. 하지만 요인 6과 7은 Cronbach's α 계수가 .70보다 낮았다. 요인을 구성하고 있는 문항이 2개 이하이며 신뢰도가 기준치보다 낮은 경우 이 요인을 제거하였을 경우 전체 측정도구에 영향을 미치지 않고 오히려 전체 신뢰도를 상승할 수 있으므로[33], 내적 신뢰도를 수립하지 못한 요인 6 (45, 29)과 7 (39, 30)을 제거하였다. 이에, 총 5문항을 제거한 후 다시 30문항에 대한 요인분석을 실시한 결과 KMO=.93, χ²=4208.37 (p<.001)로 확인되었고 누적 설명률은 56.1%로 나타났다. 하지만 요인 1의 3개 문항(19, 24, 33)의 경우 요인적재량이 .50 이하로 나타났다. 요인 1 내에서 세 개의 문항을 삭제할지 남겨둘지를 결정하기 위해 MDS를 사용하여 판단하였다. MDS는 구성타당도를 검증하는 하나의 방법으로 유클리디안 거리를 계산하여 문항들의 상대적인 위치를 그래프로 나타내는 방법으로, MDS를 사용하여 유클리디안 거리를 계산 후 차원 수를 S-stress 값과 적합도 지수인 RSQ에 의해 결정한 후, 포지션닝 맵을 그려 각 요인에 대한 문항의 군집의 적합성을 확인하는 방법이다[33]. 그 결과 3 개의 문 항은 요인 1과 군 집되지 않아(Three-dimension solution, S-stress=0.10, RSQ=0.92) 삭제하기로 결정하였다. 따라서 총 27개의 문항으로 세 번째 요인분석을 실시한 결과 총 KMO=.92, χ²=3449.75 (p<.001)로 확인되었고 총 5개의 요인이 추출되었으며 이들의 누적 설명률은 58.2%로 증가되었다. 각 요인별 설명률은 각각 9.7%에서 12.8%로 고르게 분포되었다(Table 2).

Table 2
Factor Analysis of 27 Items (N=294)

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최종도구 27문항의 수렴타당도 및 문항의 판별타당도 검증을 위해 다속성-다문항 매트릭스 분석 결과는 Table 3과 같다. 문항의 수렴타당도는 각 문항과 문항이 속한 하부척도와 상관관계 계수를 겹치는 부분을 통제하여 계산하였을 때, 상관계수가 최소 .40 이상이 되어야 수립되었다고 볼 수 있다[32]. 본 연구에서는 모든 문항에서 자신이 속한 하부척도의 상관계수가 다른 하부척도와의 상관계수보다 모두 .40 이상으로 크게 나타나 문항 수렴타당도는 성공적으로 검증되었다. 문항의 판별타당도는 문항이 속한 하부척도의 상관계수의 크기와 다른 하부척도의 상관계수의 크기를 비교하는 것으로, 문항과 다른 하부척도와의 관계가 자신이 속한 하부척도의 상관관계보다 표준편차의 2배 이상으로 크면 유의한 척도 오류(definite scaling error)라고 할 수 있고, 2배 이하로 크면 잠재적 척도 오류라고 할 수 있으며, 두 경우 모두 문항의 판별타당도가 수립된다고 본다[32]. 본 연구에서 문항의 판별타당도는 모든 문항에서 상관계수의 표준편차가 2배 정도 차이가 나므로 성공적으로 검증되었다.

Table 3
Findings of Multi-trait/Multi-item Matrix Analysis (N=294)

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4) 요인 명명

요인별로 높은 적재량을 갖는 문항들의 내포하는 의미를 파악하며 요인의 이름을 명명하였다. 요인 1은 6개 문항으로 ‘소명의식’으로 명명하였다. 요인 2는 6개 문항으로 ‘역할만족’으로 명명하였다. 요인 3은 6개 문항으로 ‘문제해결자’로 명명하였다. 요인 4는 4개 문항으로 ‘자아성취’로 명명하였다. 요인 5는 5개 문항으로 ‘지속근무 의지’로 명명하였다(Table 2).

5) 준거타당도 검증

개발된 도구의 준거타당도를 검증하기 위해 간호전문직관과 간호전문직업성 측정도구와의 상관관계를 Pearson 상관계수로 분석한 결과 간호전문직관과는 강한 정도의 정적 상관관계를(r=.74, p<.001), 간호 전문직업성과는 중간~강한 정도의 정적 상관관계를 (r=.60, p<.001) 보여, 개발된 도구의 준거타당도는 검증되었다. 다른 도구와 전문직 자부심 도구의 하위영역별 상관계수의 경우 간호전문직관은 Factor 3만 약한~중간 정도의 정적 상관관계(r=.43, p<.001)를 보였고, Factor 4 (r=.57, p<.001)와 5 (r=.52, p<.001)와는 중간 정도의 정적 상관관계를, Factor 1 (r=.65, p<.001)과 2 (r=.65, p<.001)와는 강한 정도의 정적 상관관계를 보였다. 간호 전문직업성은 Factor 3만 약한 정도의 정적 상관관계(r=.36, p<.001)를 보였고, 나머지 하부요인과는 중간 정도의 정적 상관관계(r=.42~.51, p<.001)를 보였다(Table 4). 또한 준거타당도의 일종으로 개발된 도구를 토대로 대상자 점수의 차이를 구별하기 위한 집합타당도를 검증하기 위한 결과는 Table 1과 같다. 각 도구별 평균 점수는 총 5점 만점에 간호 전문직 자부심 3.52점, 간호전문직관 3.38점, 간호 전문직업성 2.18점으로 간호 전문직 자부심 점수가 가장 높았다. 일반적 특성에 따른 점수 차이를 살펴보면 간호 전문직 자부심은 성별을 제외한 모든 일반적 특성에서 통계적으로 유의한 점수 차이가 있었다. 특히, 연령이 높을수록(F=7.55, p<.001), 기혼일수록(t=−3.91, p=.001), 대학원 이상의 교육경력일수록(F=13.34, p<.001), 임상경력이 높을수록(F=6.05, p=.001), 일반간호사보다 전문간호사일수록(F=4.92, p=.002), 일반병동, 특수파트보다 외래나 행정부서에서 근무할수록(F=4.71, p=.003) 전문간호사 자격증이 있을수록(t=−4.64, p<.001) 간호 전문직 자부심 점수가 높았다. 간호전문직관은 연령이 높을수록(F=3.86, p=.020), 기혼일수록(t=−2.63, p=.009), 대학원 이상의 교육경력일수록(F=10.01, p<.001), 임상경력이 높을수록(F=6.07, p=.001), 전문간호사 자격증이 있을수록(t=−2.92, p=.004) 간호전문직관 점수가 높았다. 간호 전문직업성은 상대적으로 나머지 두 개의 도구에 비해 총 평균점수가 낮았고, 일반적 특성에 따른 점수차이가 통계적으로 유의한 경우도 교육수준 뿐으로 교육수준이 높을수록(F=3.51, p=.031) 간호전문직관 점수가 높았다. 즉, 간호 전문직 자부심은 간호사의 임상경력이 높거나 교육수준이 높을수록 그리고 전문간호사 자격증을 보유하거나 관련 업무를 할수록 평균 점수가 높아 선행문헌[4]과 일치한 결과를 보여 집합 타당도가 수립되었다.

Table 4
Correlations among 3 Scales (N=294)

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6) 신뢰도 검증

총 27문항으로 구성된 최종도구의 내적일관성 신뢰도인 Cronbach's α는 .92로 나타났고, 도구의 하부척도인 각 요인별 Cronbach's α는 소명의식 .85, 역할만족 .81, 문제해결자 .83, 자아성취 .82, 지속근무 의지 .74로 나타났다(Table 2). 이는 새로 개발된 도구로서 인정되는 수준이므로[28] 신뢰도가 수립되었다.

7) 최종도구

도구의 타당도와 신뢰도 검증을 거쳐 최종적으로 간호사의 전문직 자부심 측정도구는 소명의식 6문항, 역할만족 6문항, 문제해결자 6문항, 자아성취 4문항, 지속근무 의지 5문항의 총 27문항으로 확정되었다. 도구는 5점 Likert 척도로 측정되며 측정도구의 총점의 범위는 최소 27점~135점으로, 점수가 높을수록 간호 전문직 자부심 정도가 높음을 의미한다.