Purpose
The purpose of this study was to construct and test a hypothetical model of clinical nurses’ spiritual nursing care based on the theory of planned behavior.
Methods From May 1 to May 31, 2019, data of 289 nurses working at a university hospital were collected and analyzed.
Results The goodness-of-fit of the final model was at a good level (TLI=.90, CFI=.91, SRMR=.06, RMSEA=.06). The intention toward spiritual nursing was directly affected by attitude, subjective norm, and perceived behavior control toward spiritual nursing. Spiritual nursing care was both directly and indirectly affected by attitude, subjective norm, perceived behavioral control, and intention toward spiritual nursing. These variables accounted for 76.6% of the intention to spiritual nursing and 44.5% of spiritual nursing care.
Conclusion Clinical nurses’ spiritual nursing care can be improved by intention, attitude, subjective norm, and decreased perceived behavioral control toward spiritual nursing. Therefore, it is necessary to improve the job of nursing, create an environment for spiritual nursing, and develop and implement various education programs.
,1
Mi Kyoung Kim,2
Eun-Young Hong,3
Jai Jung Lee,2
Hyun Joo Kim,1
Hyung Sook Kim,4
Dong Yeon Kim,1
Ran Hee Park,1
Ja Young Ban,1
Myung Hee Park,1
Sun Hee Yun,1
and Soo Jung Lim1
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The purpose of this study was to construct and test a hypothetical model of clinical nurses’ spiritual nursing care based on the theory of planned behavior.
From May 1 to May 31, 2019, data of 289 nurses working at a university hospital were collected and analyzed.
The goodness-of-fit of the final model was at a good level (TLI=.90, CFI=.91, SRMR=.06, RMSEA=.06). The intention toward spiritual nursing was directly affected by attitude, subjective norm, and perceived behavior control toward spiritual nursing. Spiritual nursing care was both directly and indirectly affected by attitude, subjective norm, perceived behavioral control, and intention toward spiritual nursing. These variables accounted for 76.6% of the intention to spiritual nursing and 44.5% of spiritual nursing care.
Clinical nurses’ spiritual nursing care can be improved by intention, attitude, subjective norm, and decreased perceived behavioral control toward spiritual nursing. Therefore, it is necessary to improve the job of nursing, create an environment for spiritual nursing, and develop and implement various education programs.
영적간호란 대상자가 절대자, 자신, 타인과 올바른 관계와 건강을 유지하고 개인적, 영적, 사회적인 안녕과 신체적, 정신적, 영적인 통합을 이룰 수 있도록 지지하기 위해 안내하고 중재하는 실무적인 활동[1]이며 인간이 가지고 있는 영적 요소에 반응하는 적극적인 돌봄이나 보살핌의 행위이다[2]. 또한 영적간호는 간호사가 갖추고 있는 조건과 간호상황 등 간호제공자의 특성이 반영된 영적사정, 중재, 평가를 거침으로써 특정상황에서 유발되는 영적요구를 해소하여 영적안녕을 획득하는 전인적인 간호활동이다[3].
이러한 영적간호를 제공하기 위해서는 대상자의 신체적, 정신적 요구뿐만 아니라 사회적, 영적 요구에도 민감하게 반응하는 전인간호를 수행해야 한다[4]. 전인간호의 수혜자 혹은 대상자로서의 인간은 신체적, 정신적, 사회심리적 요소와 함께 영적인 요소가 통합되어 유기적으로 작용하는 독특한 존재로 이해되어지고 있으며, 최근 인간의 영적인 요소에 대한 관심이 커지고 있다[5].
1998년 세계보건기구(World Health Organization, WHO) 집행이사회가 신체적, 정신적, 사회적 안녕상태라는 건강의 정의에 영적안녕이라는 개념을 추가하자는 제안을 받아들였다[6]. 이는 인간의 건강과 질병을 올바르게 이해하고 적절히 다루기 위해서는 영적 차원에 대한 중재의 중요성을 포함하고 있다[3]. 이러한 영적간호를 환자에게 적용하였을 때 환자의 통증을 감소시키고, 삶에 대한 기대를 증가시키고, 질병 회복을 좀 더 빠르게 해 줄 수 있다[3, 7].
영적간호를 제공하기 위해 간호사는 환자의 실재적, 잠재적 영적 고통에 대한 환자의 반응을 확인해야 하고 대상자들의 영적 욕구를 충족시키는데 있어서 적극적이고 책임 있는 역할을 수행해야 한다[8]. 그러나 간호사는 영적간호가 필요하다고 생각하지만, 여전히 대부분의 실무에서는 어떻게 영적 요구를 인지하고 영적간호를 수행해야 하는지에 대한 지식이나 기술이 부족하다[9]. 또한 영적간호를 필수적이라고 인식하지만 간호사들의 영적간호수행 정도는 매우 낮고 영적간호 자체를 회피하기도 한다[3, 10, 11].
이에 임상간호사들이 영적간호를 필수적으로 제공하도록 하기 위해서는 임상간호사가 영적간호를 수행하도록 하는 결정요인이 무엇인지를 파악할 필요가 있다. 영적간호에 대한 선행연구를 살펴보면 영적안녕과 희망, 자아존중감, 영적간호중재, 우울 등과의 상관관계와 영적 희망과 삶의 질의 상관관계 등을 파악하는 상관관계 연구가 많이 시행되었고 영적간호 프로그램을 적용한 실험연구가 시행되었다[12]. 영적간호수행의 영향요인을 파악한 연구는 간호대학생을 대상으로 시행하였거나 임상간호사를 대상으로 한 연구에서는 영적안녕이 영적간호수행에 긍정적인 영향을 미쳤지만 영향력은 크지 않았다는 연구결과가 있었다[11, 13]. 또한 자아존중감, 의사소통능력 및 실존적 안녕이 영적간호역량에 영향을 미치는 것으로 파악되었지만 영적간호를 수행하도록 하는 의도와 의도에 영향을 미치는 요인에 대한 설명은 되지 않았다[14]. 이와 같이 영적간호수행에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구는 요인들이 설명력이 부족하고 영적간호를 수행하도록 하는 의도와 관계가 설명되지 않아 추가적으로 영적간호를 수행하도록 하는 설명력 높은 요인들을 찾는 연구가 필요하였다.
이에 영적간호의 주요 속성 중 간호제공자의 특성에 영향을 받는다는 속성[3]과 개인의 행동을 결정하는 가장 중요한 요인이 이행의도라는 행동이론[15]을 바탕으로 이행의도에 영향을 미치는 요인과 이행의도가 수행에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 이러한 이행의도는 행동을 수행하기에 얼마나 어려운지 인식하는 것과 개인이 얼마나 성공적으로 행동을 할 수 있는지를 인식하는 것에 영향을 받으며 행동에 영향을 미치는 동기를 이해하고 예측하여 행동을 변화시키기 위한 전략을 어디에, 어떻게 초점을 맞출 수 있는지를 확인[16]할 수 있어 임상간호사가 영적간호를 수행하도록 하는 전략을 세우는데 도움을 줄 수 있을 것이다.
이에 영적간호수행에 대한 태도, 주관적 규범과 과도한 업무로 인한 영적간호 제공을 위한 시간 부족과 영적간호에 대한 불분명한 조직의 정책 등과 같은 환경적 제한 요인[3, 15]을 인식하고 행동을 수행하는데 대상자가 지각하는 어려움 또는 용의함을 의미하는 지각된 행동통제, 이행의도가 행동에 영향을 주는 요인이라는 개념의 계획된 행동이론[15]을 기반으로 영적간호를 수행하도록 하는 요인을 파악하여 임상간호사의 영적간호수행을 향상시키기 위한 전략을 세우고 영적간호를 제공하기 위한 지침의 기초자료로 사용하기 위해 본 연구를 수행하였다.
본 연구는 임상간호사의 영적간호수행을 향상시키기 위한 방안을 모색하고자 계획된 행동이론을 기반으로 영적간호수행에 영향을 미치는 이행의도와 이행의도에 영향을 미치는 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제의 영향을 규명하는 구조모형을 구축하고자 함이다. 구체적인 목표는 임상간호사의 영적간호수행에 영향을 주는 요인을 규명하는 가설모형을 구축하고, 가설모형과 실제 자료 간의 부합도를 검증하여 임상간호사의 영적간호수행에 영향을 미치는 요인들의 직 · 간접 효과를파악하고자 한다.
연구의 이론적 기틀은 Ajzen의 계획된 행동이론으로 구성하였다(Figure 1). 계획된 행동이론은 행동에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도가 수행에 영향을 주는 요인이라는 개념이다[17].
Figure 1
Theoretical framework.
Jung과 Kim [18]이 계획된 행동이론을 병원간호사의 손위생 이행 행위에 적용한 연구에서 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제는 손위생 이행 의도를 설명하고 예측하는 인자였고 손위생 이행 의도는 손위생 행위를 설명하고 예측하는 인자라고 하였다. 이러한 계획된 행동이론은 행동을 결정하는 요인을 측정하고 확인하는데 개념적 틀을 제공하는 이론으로 암의 조기검진과 같은 건강 행위뿐만 아니라 다양한 행동을 예측하는데 유용한 이론으로 알려져 있다[17].
이에 임상에서 중요성이 대두되고 있는[3] 영적간호수행을 하도록 하는 요인이 무엇인지를 파악하고자 계획된 행동이론을 기반으로 이론적 기틀을 구성하여 영적간호에 대한 이행의도에 대한 외생변수는 영적간호에 대한 태도, 영적간호에 대한 주관적 규범, 영적간호에 대한 지각된 행동통제로 설정하고 영적간호수행에 대한 외생변수는 영적간호에 대한 이행의도를 포함하여 영적간호에 대한 태도, 영적간호에 대한 주관적 규범, 영적간호에 대한 지각된 행동통제로 설정하였다. 내생변수는 외생변수에 영향을 받는 영적간호수행으로 설정하여 가설모형을 구축하였다. 가설모형에 따라 본 연구에서 설정한 가설은 다음과 같다.
• 가설 1. 영적간호에 대한 태도는 영적간호에 대한 이행의도에 정(+)의 영향을 줄 것이다.
• 가설 2. 영적간호에 대한 주관적 규범은 영적간호에 대한 이행의도에 정(+)의 영향을 줄 것이다.
• 가설 3. 영적간호에 대한 지각된 행동통제는 영적간호에 대한 이행의도에 부(-)의 영향을 줄 것이다.
• 가설 4. 영적간호에 대한 이행의도는 영적간호수행에 정(+)의 영향을 줄 것이다.
본 연구는 Ajzen의 계획된 행동이론을 기반으로 임상간호사의 영적간호수행을 설명하고 예측하기 위해 가설모형을 설정한 후 모형 부합도와 연구가설을 검정하는 구조모형 연구이다.
본 연구는 1,300병상 이상에서 약 1,800명의 간호사가 근무하는 가톨릭 재단에서 설립한 일개의 상급종합병원에서 병동, 중환자실 및 분만실, 신생아실, 응급실, 호스피스 병동에서 근무하는 간호사를 대상으로 하였다. 구조모형연구에서 적정 표본수는 일반적으로 200개 이상의 표본 크기를 필요로 하며, 특정 변수의 5~10배[19]를 권장하는데, 본 연구의 변수는 총 22개로 허용 가능한 표본 수 범위는 110~220개가 된다. 따라서 본 연구에서는 미응답과 불성실한 응답으로 인한 탈락률 20%를 고려하여 표본 수를 300개로 산정하였고 미응답 5건과 불성실한 응답 6건을 제외하고 289명의 자료를 분석하였다.
연구도구는 호스피스 센터에서 10년 이상 근무하고 호스피스 관련 교육을 맡고 있는 간호사 2인, 병원에서 간호사를 대상으로 영성훈련 프로그램 교육의 강사를 맡고 있는 수간호사 2인, 종양전문간호사를 거쳐 20년 이상 암 환자 간호를 하고 있는 수간호사 2인, 총 6인으로 전문가집단을 구성하여 내용타당도 검증을 실시하였다. 내용타당도 검증은 ‘전혀 적절하지 않다’를 1점으로 ‘매우 적절하다’를 4점으로 하는 4점 척도로 점수화하였다. 전문가 내용타당도 검증에 대한 판정집단 간의 합의도는 Item level Content Validity Index (I-CVI))와 Scale Content Validity Index (S-CVI)를 확인하였다. I-CVI 경우 6~10명일 때 0.78 이상, S-CVI의 경우 0.90 이상을 기준점[20]으로 제시하였다.
연구도구의 구성타당도 검증을 위해 개별 도구의 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)을 실시하였다. 분석 전 탐색적 요인분석의 적합성을 평가하기 위해 Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)와 Bartlett’s test of sphericity를 확인하였다. 요인 추출법은 요인 회전을 이용하였다. 요인 구조는 구조행렬과 패턴행렬의 결과를 종합적으로 검토하여 분석하였으며, 요인부하량값이 .40 이상[21]인 문항들을 선택하였다.
영적간호에 대한 태도를 측정하기 위해 Tiew와 Creedy [22]가 개발하고 Kim [23]이 신뢰도와 타당도를 검증한 한국형 영적간호수행 척도 35문항 중 영적간호를 위한 속성에서 3문항, 영적 간호 태도에서 2문항, 영적간호의 중요성에서 2문항을 포함하여 총 7문항을 사용하였다.
7문항의 내용은 ‘나는 환자에게 영적간호를 제공하는 것이 좋다’, ‘간호사는 환자의 존엄성을 존중함으로써 영적간호를 제공한다’, ‘영적간호는 환자가 영성이라고 생각하는 것을 고려해야만 한다’, ‘영적간호는 환자들에게 희망을 주기 때문에 중요하다’, ‘영적간호는 종교적 간호보다 더 큰 개념이다’, ‘영적간호는 환자들이 질병의 의미와 목적을 찾는 것을 가능하게 한다’, ‘환자와 함께 하는 것은 영적간호의 한 형태이다’이었다. ‘매우 그렇지 않다’를 1점으로 하고 ‘매우 그렇다’를 6점으로 하는 6점 척도로 점수가 높을수록 영적간호에 대한 태도가 좋은 것을 의미하며 본 연구에서는 평균값을 사용하였다.
본 연구도구의 I-CVI는 7개 문항 중 ‘나는 환자에게 영적간호를 제공하는 것이 좋다’ 1개 문항이 .78 미만이었고 S-CVI는 .97이었다. 구성타당도 검증시 KMO 값이 .89로 높아 문항 간에 공통적인 잠재요인이 존재함을 의미하였으며 Bartlett 구형성 검정 근사카이 제곱값이 1182.74 (p<.001)로 문항 간의 상관관계 행렬이 단위 행렬이 아님이 검증되었으며, 본 도구의 문항들이 요인분석에 적합한 것으로 확인되었다. 요인부하량값이 7개 문항에서 모두 .40 이상으로 7개 문항을 모두 본 연구에 사용하였다. 본 연구에서 Cronbach’s α는 .86이었다.
영적간호에 대한 주관적 규범을 측정하기 위하여 Tiew와 Creedy [22]가 개발하고 Kim [23]이 신뢰도와 타당도를 검증한 한국형 영적간호수행 척도 35문항 중 영적간호를 위한 속성에서 3문항, 영적간호 가치관에서 1문항을 포함하여 총 4문항을 사용하였다. 4문항의 내용은 ‘영적 자각이 높은 간호사는 영적간호를 제공하는 것을 선호한다’, ‘영적간호는 전인간호의 필수적인 구성요소이다’, ‘영적간호를 하기 위해서 간호사는 환자에 대해 공감할 수 있어야 한다’, ‘간호사와 환자의 신뢰관계가 영적간호를 제공하는데 필요하다’였다. ‘매우 그렇지 않다’를 1점으로 하고 ‘매우 그렇다’를 6점으로 하는 6점 척도로 점수가 높을수록 영적간호에 대한 주관적 규범 정도가 높은 것을 의미하며 본 연구에서는 평균값을 사용하였다.
본 연구도구의 I-CVI와 S-CVI는 모두 1.0이었고, 구성타당도 검증 시 KMO값이 .79로 문항 간에 공통적인 잠재요인이 존재함을 의미하였으며 Bartlett 구형성 검정 근사카이 제곱값이 688.52 (p<.001)로 문항 간의 상관관계 행렬이 단위 행렬이 아님이 검증되었으며, 본 도구의 문항들이 요인분석에 적합한 것으로 확인되었다. 요인부하량값이 4개 문항에서 모두 .40 이상으로 4개 문항을 모두 본 연구에 사용하였다. 본 연구에서 Cronbach’s α는 .88이었다.
지각된 행동통제란 행동 수행에 대상자가 지각하는 어려움 또는 용이함을 의미하며, 영적간호에 대한 지각된 행동통제는 간호사가 영적간호에 대해 느끼는 어려움 또는 용이함에 대한 개인의 평가에 의해 결정된다[15, 16]. 이러한 개념을 바탕으로 연구자가 도구 내용을 2개의 문항으로 구성하였다. 영적간호에 대한 지각된 행동통제는 ‘신체적 간호를 제공하기에도 시간이 부족하여 영적간호 제공이 어렵다’, ‘실무에서 영적간호를 인지하고 수행하는 것에 대한 지식이나 기술이 부족하다’였다. ‘매우 그렇지 않다’를 1점으로 하고 ‘매우 그렇다’를 6점으로 하는 6점 척도로 점수가 높을수록 영적간호의 어려움에 대한 지각된 행동통제 정도가 높은 것을 의미하며 본 연구에서는 평균값을 사용하였다.
본 연구도구의 I-CVI와 S-CVI는 모두 1.0이었고, 구성타당도 검증시 KMO값이 .50으로 문항 간에 공통적인 잠재요인이 존재함을 의미하였으며 Bartlett 구형성 검정 근사카이 제곱값이 29.96 (p<.001)으로 문항 간의 상관관계 행렬이 단위 행렬이 아님이 검증되었으며, 본 도구의 문항들이 요인분석에 적합한 것으로 확인되었다. 요인부하량값이 2개 문항에서 모두 .40 이상으로 2개 문항을 모두 본 연구에 사용하였다. 본 연구에서 Cronbach’s α는 .78이었다.
수행에 대한 이행의도는 수행을 얼마나 자발적으로 열심히 하려는 지와 얼마나 많은 노력을 기울이는 지에 대한 개인의 의사이다[15]. 이러한 개념을 바탕으로 연구자가 도구내용을 3개의 문항으로 구성하였다. 영적간호에 대한 이행의도는 ‘나는 환자와 보호자에게 영적간호를 제공할 것이다’, ‘나는 환자와 보호자에게 영적간호를 제공하기 위해 최선을 다해 노력하겠다’, ‘나는 환자에게 영적간호를 제공하는 것이 좋다’였다. ‘매우 그렇지 않다’를 1점으로 하고 ‘매우 그렇다’를 6점으로 하는 6점 척도로 점수가 높을수록 영적간호에 대한 이행의도가 높은 것을 의미하며 본 연구에서는 평균값을 사용하였다.
본 연구도구의 I-CVI는 3개 문항 모두 .78 미만이었고 S-CVI는 .90 미만이었지만 6명의 전문가 중 4명의 I-CVI와 S-CVI가 각각 1.0으로, 전문가 집단의 합의로 3개 문항을 모두 사용하기로 하였다. 구성타당도 검증시 KMO값이 .75로 문항 간에 공통적인 잠재요인이 존재함을 의미하였으며 Bartlett 구형성 검정 근사카이 제곱값이 803.97 (p<.001)로 문항 간의 상관관계 행렬이 단위 행렬이 아님이 검증되었으며, 본 도구의 문항들이 요인분석에 적합한 것으로 확인되었다. 요인부하량값이 3개 문항에서 모두 .40 이상으로 3개 문항을 모두 본 연구에 사용하였다. 본 연구에서 Cronbach’s α는 .94였다.
간호사의 영적간호수행을 측정하기 위하여 van Leeuwen 등[24]이 개발하고 Chung 등[25]이 신뢰도와 타당도를 검증한 한국판 영적간호역량 측정도구를 한국어판 번역자의 승인을 받아 사용하였다. 한국판 영적간호역량 측정도구는 26문항 6개의 하부영역으로 구성되어 있으며 6개의 하부영역은 영적간호 사정과 수행, 영적간호의 질 향상과 전문화, 환자상담과 개인적 지지, 전문가 의뢰, 환자의 영성에 대한 태도, 의사소통으로 구성되어 있고 ‘전혀 그렇지 않다’를 1점으로 하고 ‘매우 그렇다’를 5점으로 하는 5점 척도로 점수가 높을수록 영적간호수행 정도가 높은 것을 의미하며 본 연구에서는 평균을 사용하였다. 개발 당시 도구의 신뢰도 Cronbach’s α는 .72였고, Chung과 Eun [26]의 연구에서는 영적간호 사정과 수행은 .82, 영적간호의 질 향상과 전문화는 .82, 환자 상담과 개인적 지지는 .81, 전문가 의뢰는 .79, 환자의 영성에 대한 태도, 의사소통은 .71이었다. 본 연구에서 Cronbach’s α는 .95였다.
자료수집기간은 2019년 5월 1일부터 5월 31일까지였다. 1개의 상급종합병원 간호부를 통해 표본 수에 따른 부서별 응답자 수를 배정받고 밀봉용 봉투와 함께 설문지를 부서장에게 배부하였다. 각 부서장이 편의추출방법으로 대상자를 선정하여 자료를 수집하였고 완료된 설문지는 연구자에게 전달하였다. 총 300부를 배부하여 295부를 수거하였고 결측값이 있는 6부를 제외하여 총 289부를 분석에 사용하였다.
본 연구는 연구자가 소속된 기관의 임상연구심사위원회(Institutional Review Board)의 심의(KC19QESI0253)를 받았다. 취약한 대상자에 대한 보호대책으로 연구의 대상자는 강요에 의한 것이 아닌 자발적인 동의에 의해서만 연구에 참여할 수 있도록 하였다. 대상자가 설문조사를 하기 전에 연구의 목적과 내용, 절차와 방법, 연구참여의 자유, 익명성 보장에 대한 내용과 참여를 원하지 않으면 언제든지 철회할 수 있으며 이러한 결정이 고용이나 직무 평가에 영향을 미치지 않을 것과 연구목적 이외의 다른 목적으로 사용하지 않을 것임에 대한 내용이 포함된 동의서를 먼저 읽을 수 있도록 설문지를 제작하였다. 이를 통해 연구의 목적을 이해하고, 참여 의사를 표시한 후, 자기 기입식으로 응답하도록 하였다. 본 연구에 참여한 간호사에게는 소정의 답례품을 제공하였고 설문 완료 후 개인별로 제공된 봉투에 담아 밀봉하도록 한 후 수거하여 자료의 익명성을 보장하였다.
수집된 자료는 SPSS/WIN 18.0 프로그램과 AMOS 22.0을 이용하여 분석하였으며, 구체적인 방법은 다음과 같다.
• 대상자의 일반적 특성과 측정변수는 기술통계로 구하였고 도구의 구성 타당도는 탐색적 요인 분석을 실시하였다.
• 구조방정식의 기본 가정인 정규성 검증을 위해 왜도와 첨도를 구하였다.
• 변수들 간의 다중공선성은 Pearson correlation coefficient를 구하여 확인하였다.
• 가설모형의 부합도 검정 및 가설검정은 최대우도추정을 이용하여 추정하였고, 모형의 부합도를 평가하기 위해 절대부합도지수인 χ2값, Normed χ2(CMIN/DF), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), 상대부합도지수로 Comparative Fit Index (CFI), Turker-Lewis Index (TLI)를 구하였다. SRMR과 RMSEA가 0.05 이하이면 좋은 모형으로 평가하고, 0.08 이하이면 양호한 모형으로 평가하며, 보통 0.1 미만이면 모형이 부합한다고 평가한다. 상대부합도 지수인 CFI, TLI는 0.9 이상이면 부합도가 양호한 것으로 평가한다. 가설모형과 수정모형을 비교하기 위해서 예측부합도지수인 Akaike Information Criterion (AIC)를 구하였다. 모형 간 비교에서 상대적으로 AIC가 작은 모형을 우수한 모형으로 평가한다[27, 28].
• 모형의 경로 유의성은 회귀계수와 p값으로 검증하고 내생변수의 설명력은 다중상관자승인 Squared Multiple Correlation (SMC)을 이용하였다.
• 직접효과, 간접효과, 총효과는 Bootstrapping 방법에 의해 계산하였다.
간호사의 평균 연령은 29.60세였고, 93.8%가 여성이었으며 미혼이 73.4%였다. 학사가 75.4%로 가장 많았고 근무부서로는 일반병동이 60.2%, 중환자실이 27.0%였으며 분만실, 신생아실, 응급실, 호스피스 병동을 포함한 기타 부서는 10.4%였다. 종교는 천주교가 42.2%로 가장 많았고 총 임상경력은 평균 6.50년으로 5년 이상 10년 미만 근무한 간호사가 24.2%였고 10년 이상 근무한 간호사 25.6%로 가장 많았다(Table 1).
Table 1
General Characteristics of Participants (N=289)
본 연구의 가설모형에서 사용된 연구변수들에 대한 서술적 통계 결과는 다음과 같다. 영적간호에 대한 태도는 4.37±0.85점, 영적간호에 대한 규범은 4.37±0.87점, 영적간호에 대한 지각된 행동통제는 4.67±0.84점, 영적간호에 대한 이행의도는 4.11±1.09점, 영적간호수행의 하부영역에서 영적간호 사정과 수행은 3.06±0.76점, 영적간호의 질 향상과 전문화는 2.97±0.77점, 환자상담과 개인적 지지는 3.19±0.71점, 전문가 의뢰는 3.26±0.78점, 환자의 영성에 대한 태도는 3.90±0.69점, 의사소통은 3.68±0.76점이었고 영적간호수행은 3.33±0.59점이었다(Table 1).
공변량 구조모형 분석은 전통적으로 정규분포를 가정하고 있으므로, 연구변수를 Shapiro-Wilk의 검정을 통해 정규분포를 확인하였다. 연구변수 중 영적간호수행만 정규분포 가정(W=0.99, p=.175)을 충족하였고 영적간호에 대한 태도, 규범, 지각된 행동통제, 이행의도는 p값이 .05 미만으로 정규분포 가정을 충족하지 않아 추가로 왜도와 첨도를 구하여 정규분포를 확인하였다. 연구변수들은 왜도는 -0.52~0.07, 첨도는 -0.55~0.37로 단변인별 왜도의 절댓값이 모두 3.0보다 작고 첨도의 절댓값이 10.0보다 작아 정규분포 가정을 충족[29]하는 것으로 나타났다(Table 1).
가설모형의 검증 전, 연구변수 간의 상관성을 분석하였다. 연구변수 간 상관관계 중 최댓값은 영적간호에 대한 태도와 이행 의도 간에 정의 상관관계(r=.78, p<.001)를 보였다. 따라서 본 연구에서 연구변수 간의 상관계수의 절대값은 모두 .90 이하이므로 다중공선성의 문제가 없음을 확인하였다[27](Table 2).
Table 2
Pearson Correlation Coefficient for Measured Variables (N=289)
가설모형이 실제 자료와 부합하는 정도를 평가하기 위하여, 본 연구에서는 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였고 결과는 다음과 같다. 가설모형의 부합도 지수는 TLI=.86, CFI=.88, SRMR=.07, RMSEA=.07이었다. 본 연구에서 SRMR과 RMSEA는 .07로 가설모형이 실제자료와 부합하였다. 그러나 TLI는 .86, CFI는 .88로 가설모형이 실제 자료와 부합하지 못하였다.
가설모형에서 실제자료와 부합하지 못하여 수정모형을 탐색해 보았다. AMOS의 진단지표 중 하나인 수정지수(modification indices)에서 동일변수 내 측정오차 간 공분산 허용은 가능하므로 수정지수가 가장 높게 나타난 동일변수 내의 오차들 간 순차적으로 공분산을 허용하였다. 구체적으로 영적간호수행의 측정변수 Y4오차와 Y5오차 간, Y8오차와 Y9오차 간, Y6오차와 Y7오차 간을 순차적으로 공분산을 허용하여 모형을 수정하였다.
수정모형의 부합도 지수는 TLI=.90, CFI=.91, SRMR=.06, RMSEA=.06으로 수정모형은 실제 자료와 부합하였다. 그리고 가설모형과 수정모형을 비교하기 위해서 예측부합도지수인 AIC를 구하였다. 최종 수정모형은 가설모형과 비교 시 수정모형 AIC는 1440.87로 가설모형 AIC 1713.96보다 감소하여 수정모형을 최종 연구모형으로 채택하였다(Figure 2).
Figure 2
Path diagram for the modified model.
수정모형의 경로계수 추정 시 최대우도법을 사용하였으며 수정모형을 분석한 결과, 4개의 경로 중 4개가 통계적으로 유의하였다. 수정모형에서 표준화 경로계수 값을 살펴보면 영적간호에 대한 이행의도에 태도(β=.64, p=.021)와 주관적 규범(β=.23, p=.043)이 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났고 지각된 행동통제(β=-.19, p=.006)는 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 영적간호수행에 이행의도(β=.67, p=.012)가 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(Table 3).
Table 3
Standardized Total, Direct and Indirect of the Modified Model (N=289)
수정모형의 직접효과(direct effect), 간접효과(indirect effect)를 살펴보았으며 효과의 유효성은 Bootstrapping 방법을 사용하였다. 영적간호에 대한 이행의도에 태도(β=.64, p=.021)와 주관적 규범(β=.23, p=.043)이 유의한 정적 직접 효과가 있었으며 지각된 행동통제(β=-.19, p=.006)는 유의한 부적 직접 효과가 있었다. 영적간호에 대한 이행의도에 미치는 영향은 태도(β=.64), 주관적 규범(β=.23), 지각된 행동통제(β=-.19) 순이었다. 영적간호에 대한 이행의도에 이 변수들의 설명력은 76.6%였다.
영적간호수행에 이행의도(β=.67, p=.012)가 유의한 정적 직접효과가 있었으며 태도(β=.43, p=.020)와 주관적 규범(β=.16, p=.034)은 이행의도를 경유하여 영적간호수행에 유의한 정적 간접효과 있었고 지각된 행동통제(β=-.13, p=.003)는 이행의도를 경유하여 영적간호수행에 유의한 부적 간접효과가 있었다. 영적간호수행에 미치는 간접효과는 태도(β=.43), 주관적 규범(β=.16), 지각된 행동통제(β=-.13) 순이었다. 영적간호수행에 이 변수들의 설명력은 44.5%였다(Table 3).
본 연구는 임상간호사가 영적간호수행을 하도록 하는 결정 요인을 파악하고자 계획된 행동이론을 기반으로 구조모형을 구축하여 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도가 영적간호수행에 어떠한 영향을 미치는지 검증하였다. 최종 수정모형의 부합도는 모든 기준을 만족하였으며 수정모형의 경로계수 검증, 다중상관자승과 효과분석을 통해 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도 등이 영적간호수행을 설명하고 예측할 수 있음을 검증하였다.
본 연구에서 영적간호에 태도와 주관적 규범은 임상간호사의 영적간호에 대한 이행의도에 직접적으로 긍정적인 영향을 미쳤고 영적간호수행에 이행의도를 경유하여 간접적으로 긍정적인 영향을 미쳤다. 이는 간호대학생을 대상으로 한 An과 Kim의 연구[13]에서 영적간호수행에 영향을 미치는 요인으로 영적간호의 필요성에 대한 인식이라는 연구결과와 유사하였다.
반면에 영적간호에 대한 지각된 행동통제는 영적간호에 대한 이행의도에 직접적으로 부정적인 영향을 미쳤고 영적간호수행에 이행의도를 경유하여 간접적으로 부정적인 영향을 미쳤다. 영적간호에 대한 지각된 행동통제의 내용은 영적간호에 대한 시간 부족으로 영적간호 제공이 어렵고 실무에서 영적간호를 인지하고 수행하는 것에 대한 지식이나 기술이 부족하다는 것이었다.
이러한 결과는 영성과 영적간호에 대한 간호사의 인식을 조사한 McSherry와 Jamieson [10]의 연구에서 영적간호에 대한 교육이 부족하고 의료인들이 영성의 의미와 영적 돌봄에 대한 확신이 부족하고 간호사들은 일반적으로 영적간호는 종교적인 것으로 생각하며 영적간호수행은 어려운 것으로 생각한다는 의견과 유사하였다. 또한 간호사를 대상으로 포커스 그룹 인터뷰를 시행하여 영적간호에 대한 경험을 조사한 연구에서 영적간호수행에 대한 장애물은 과도한 업무로 인한 시간부족, 다른 사람들의 비판, 교육 부족, 공간 제약이었다는 연구결과와 유사하였다[30]. 이와 같이 영적간호수행에 부정적인 영향을 미치는 것으로 시간부족과 영적간호를 인지하고 수행하는 것에 대한 지식이나 기술이 부족하다고 인식하는 것으로 병원 차원에서는 환자 중증도에 기반하여 간호인력을 적정하게 배치하고 영적간호 교육 프로그램을 개발하여 신입간호사 교육에서부터 시작하여 모든 간호사에게 영적간호 교육을 제공해야 한다. 이러한 결과를 토대로 간호사 인력 증원 및 영적간호교육과 같은 긍정적인 피드백을 통해 영적간호수행을 향상[31]시킬 수 있을 것으로 사료된다.
영적간호에 대한 이행의도는 영적간호수행에 직접적으로 긍정적인 영향을 미쳤다. 영적간호수행에는 영적간호 사정과 수행, 영적간호의 질향상과 전문화, 환자 상담과 개인적 지지, 전문가 의뢰, 환자의 영성에 대한 태도, 의사소통을 포함하고 있다. 이행의도는 행동에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동 통제 인식에 영향을 받으며 행동의 선행요인으로 행동을 예측할 수 있었다[15]. 영적간호에 대한 이행의도에 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 76.6%를 설명하였고 영적간호수행에 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도가 44.5%를 설명하여 영적간호수행에 대한 설명력이 영적간호에 대한 이행의도에 대한 설명력보다 낮았다.
이는 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 이행의도에 많은 영향을 미치고 있지만 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도가 영적간호수행에 미치는 영향은 감소했음을 알 수 있었다. 실제 행동을 측정한 연구에 있어서도 이행의도에 대한 설명력은 높고 행동에 대한 설명력이 낮게 나타나기도 하였다[16]. 이것은 이행의도가 행동을 직접적으로 반영하는데 한계가 있는 것을 의미하며 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제로 설명되지 않는 이행의도와 행동 사이에 또 다른 무엇인가 있을 것이라 생각된다. 이에 영적간호수행에 영향을 줄 수 있는 추가적인 요인으로 영적간호의 필요성 인식과 영적 안녕이 영적간호수행을 25.8% 설명하였다는 An과 Kim의 연구[13]의 변인을 추가한다면 영적간호수행의 설명력을 높일 수 있을 것으로 생각한다.
또한 영적간호를 좋아하는 정도 및 중요성에 대해 인식하는 영적간호에 대한 태도와 영적간호에 대한 긍정적인 신념과 가치관 등이 반영되는 사회적 규범[23]을 높이고 영적간호를 어려움으로 인식하는 지각된 행동통제를 감소시킴으로써 이행의도를 높이고 이를 통해 영적간호수행을 증진시킬 방법에 대한 고려가 필요하다. 또한 임상간호사는 영적간호 대한 이행의도가 있으나 실제적으로 영적간호를 수행하지 못하는 원인에 대한 파악이 필요하다. 이러한 요인으로는 간호사의 과도한 업무와 시간부족, 영적간호에 대한 불분명한 조직의 정책 등의 환경적 요인 외에 임상간호사의 영적간호에 대한 인식 부족, 영적간호중재방법에 대한 자신감 부족 등의 개인적 요인에 의한 것으로 보고되고 있다[10, 30]. 이에 영적간호수행을 증진시키기 위해서는 개인의 이행의도를 높이고 영적간호에 대한 지침을 제공하고 임상에서 영적간호를 필수로 제공해야 하는 간호행위로 규정하는 정책과 절차를 명확히 하기 위한 위원회 설립[26] 등의 환경적인 요인의 뒷받침도 필요하다고 생각한다. 또한 영적간호수행의 설명력을 높이기 위해 개인적인 요인 이외에 기관의 교육 여부 및 간호 인력 등의 환경적인 요인[8]을 포함한 추가 연구도 필요할 것으로 생각한다.
마지막으로 영적간호에 대한 이행의도에 직접적으로 가장 큰 영향을 미치고 영적간호수행에 간접적으로 가장 큰 영향을 미치는 것은 영적간호에 대한 태도였다. 여러 선행연구에서 그룹성찰 및 영적간호 교육을 통해 영적간호에 대한 태도의 변화가 있었으며[32, 33] 영적간호에 대한 이행의도에 직접적으로 가장 큰 영향을 미치고 영적간호수행에 간접적으로 가장 큰 영향을 미치는 것이 영적간호에 대한 태도라는 본 연구결과를 바탕으로 임상간호사에게 그룹성찰 및 영적간호 교육을 시행한다면[32, 33] 영적간호에 대한 태도를 변화시키고 영적간호수행을 향상시킬 수 있을 것으로 생각된다.
본 연구의 결과를 종합하여 영적간호수행을 향상시키기 위해서는 영적간호를 어려움으로 인식하는 지각된 행동통제감을 감소시키기 위한 간호사의 업무개선 및 환경적인 요인이 뒷받침이 되어야 하고 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 이행의도를 증진시키기 위해서는 그룹 성찰 및 영적간호 교육 등과 같은 여러가지 중재 프로그램을 제공함으로써 임상간호사의 영적간호수행을 향상시켜야 하겠다. 이를 통해 간호사가 간호 대상자의 영적 요구를 이해하고 이를 충족시키는데 도움을 주는 영적간호를 제공한다면 환자에게는 치유, 영적안녕의 증진과 심리적 적응을 돕고 간호사에게는 영적 인식의 증진과 직무만족도가 높아지는 긍정적인 결과[4]를 가져올 수 있다.
본 연구는 계획된 행동이론을 기반으로 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 이행의도가 영적간호수행에 미치는 직 · 간접적인 영향 정도를 파악하였다. 영적간호에 대한 이행의도는 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제에 의해 직접적으로 영향을 받았다. 또한 영적간호수행에 영적간호에 대한 이행의도는 직접적인 영향을 주었고 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제는 이행의도를 경유하여 간접적인 영향을 주는 것을 확인할 수 있었다. 이에 영적간호수행을 향상시키기 위해 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 이행의도를 증진시키고 지각된 행동통제를 감소시킬 수 있는 중재가 필요함을 제시한 것이 본 연구의 의의라고 하겠다.
본 연구의 제한점은 임상간호사의 영적간호수행에 환경적인 요인, 상황적인 요인, 개인적인 요인 등 여러가지 요인이 영향을 미칠 수 있으나 본 연구는 개인의 행동을 변화시킬 수 있는 요인을 찾는데 초점이 맞춰져 있다는 점이다. 추후 환경적 요인을 포함하여 임상간호사의 영적간호수행에 영향을 미치는 여러가지 요인을 고려한 연구가 필요할 것으로 보인다. 또한 연구에 사용된 도구 중 충분한 검증 없이 영적간호역량 도구를 영적간호수행 도구로 사용하였고 영적간호에 대한 이행의도 측정도구는 내용타당도가 기준에 미달하였지만 문항을 그대로 사용함으로써 이러한 도구사용이 연구결과에 영향을 미쳤을 것으로 생각된다. 또한 연구대상자 선정 시 부서장의 편의표본추출로 인해 연구결과에 영향을 미쳤을 것으로 생각되며 가톨릭 재단에서 설립한 일개 병원에서 시행한 연구로 타병원 간호사에게 연구병원의 특성인 영적 간호 교육을 제공할 수 있는 환경적인 요인을 반영할 수 없어 연구를 확대하여 적용하기에는 어려움이 있을 것으로 사료된다.
본 연구는 Ajzen의 계획된 행동이론을 기반으로 임상간호사의 영적간호수행을 설명하고 예측하는 요인들의 직 · 간접 인과관계를 파악하였다. 본 연구결과 영적간호에 대한 태도, 규범, 지각된 행동통제가 영적간호에 대한 이행의도에 직접적인 영향을 미치고 이행의도를 경유하여 영적간호에 대한 태도, 규범, 지각된 행동통제가 영적간호수행에 간접적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. 또한 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 이행의도에 많은 영향을 미치는데 반해 이행의도를 매개요인으로 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 영적간호수행을 설명하는 설명력은 이행의도에 비해 감소하였다. 이를 통해 이행의도에 대한 영향력을 향상시키기 위해서 영적간호를 좋아하는 정도 및 중요성에 대해 인식하는 영적간호에 대한 태도와 영적간호에 대한 긍정적인 신념과 가치관 등이 반영되는 사회적 규범을 높이고 지각된 행동통제를 감소시키기 위한 중재가 필요함을 알게 되었고 이행의도는 있으나 실제적인 영적간호을 제공하지 못하는 다른 요인이 있다는 것을 알 수 있었다.
이에 영적간호에 대한 태도, 주관적 규범을 높이고 지각된 행동통제를 감소시키기 위한 간호사 개인이나 조직의 특성을 반영한 교육 프로그램 및 지침을 개발하고 적용하여 효과를 파악하는 추후 연구를 제언한다.
CONFLICTS OF INTEREST:The authors declared no conflict of interest.
AUTHORSHIP:
Study conception and design acquisition - LS, KMK, HE-Y and LJJ.
Data collection - KHJ, KDY, PRH, BJY and LSJ.
Analysis and interpretation of the data - LS, KHS, PMH and YSH.
Drafting and critical revision of the manuscript - LS, KMK and BJY.
This study was supported by research funding from the Nursing Department of Seoul St. Mary's Hospital in 2019.
E-SUBMISSION
