1. 연구의 필요성

현대사회는 의료의 환경 변화에 따라 의료 윤리에 대한 관심이 증대되어 왔고 한국에서도 의료법 시행 규칙이 개정되어 직업 윤리교육이 법제화되었으며[1], 의료 윤리의 중요성이 더욱 강조되고 있다. 국제간호협의회나 대한간호협회와 같은 각 국의 간호 단체 또한 간호사의 윤리강령, 윤리 선언 및 윤리 지침을 제시하고 간호사가 갖추어야 할 윤리적 간호를 강조하여 왔다[2]. 환자를 직접 대하는 임상간호사는 인간의 권리 존중, 말기 환자 치료 결정 등과 같은 윤리적 문제를 직면하고, 자신의 건강을 위협받는 근무 상황이나 환자의 안전이 위협받는 수준의 제한된 인력 배정[3], 의료사고의 상황에서 정직과 묵인 사이의 갈등 상황[4]에 놓이게 된다. 이러한 환경에서 근무하는 임상간호사는 다양한 윤리적 문제를 해결할 수 있는 윤리적 간호역량을 갖추어야 한다.

윤리적 간호역량이란, 환자를 간호하면서 발생되는 윤리적 갈등 상황에서 윤리적 문제를 인식하는 윤리적 민감성을 바탕으로 윤리적 지식을 활용하여 합리적인 고민과 의사결정 과정을 거쳐 윤리적인 행동과 태도로 이어지는 것을 의미한다[5]. 이는 환자와 간호사의 치유적 관계 형성을 기초로 환자중심의 자율적 간호를 수행하는 의미인 ‘좋은 간호’[6]나 신체적, 정신적, 영적 영역의 간호를 수행하는 ‘전인간호’[7]와는 개념적 차이가 있다. 윤리적 간호역량은 간호사로서의 전문성, 지식 및 행동을 위한 기술을 포괄하는 개념으로 환자에게 최우선의 해결책을 제시하고 간호의 질을 향상시켜 주며[8], 윤리적 갈등에 직면할 때 행동기준으로 작용된다[9]. 그러므로 간호사로서 윤리적 간호역량을 충분히 갖추는 것이 요구되는데, 이에 앞서 이들의 윤리적 간호역량이 어느 정도인지 평가하는 것이 필요하다. 특히 윤리적 간호역량에 대한 자가평가는 간호사 자신이 스스로를 성찰하고 돌아보는 기회를 제공하며, 더 나아가 창의성과 비판적 사고를 기반으로 하는 윤리적 역량의 강화를 위한 프로젝트의 효과[10]나, 간호윤리 교육의 성과[8]를 평가하는 지표가 될 수 있다.

그럼에도 불구하고 간호사의 윤리적 간호역량 평가 도구는 매우 드물다. 현재까지 문헌에 소개된 도구로는 Ethical Competence [2]와 Moral Competence Questionnaire for Public Health Nurses (MCQ-PHN)[10]가 있으나 이러한 도구들은 몇가지 제한점이 있다. 먼저 Ethical Competence 도구는 ‘법과 규정에 대한 지식’, ‘가치와 원칙에 대한 지식’, ‘윤리적 행동’ 등의 하위 개념을 포함하여 측정하고 있으나 윤리적 민감성이나 윤리적 태도의 측면은 포함되지 않았다. 윤리적 간호역량을 발휘하기 위해서는 윤리적 민감성이 기초가 되어 일반적인 상황에서도 윤리적인 태도가 지속되어야 한다는[5] 점에서 볼 때 측정 영역의 개념적 한계를 나타낸다. 또한 개발 당시 도구개발을 위한 체계적인 절차나 과정이 준수되지 않았고, 내용타당도만 검증되었다. 한편 MCQ-PHN 도구는 개발 당시 질병예방, 건강증진 등의 업무를 담당하는 일본의 공중보건간호사를 대상으로 개발되었으며 ‘지역사회 구성원의 가치에 근거한 윤리적 판단’, ‘관련된 개인/단체와의 협력’ 등의 하위요인으로 구성되어 환자를 대하는 임상간호사에게 적용하기는 적절하지 않다. 더욱이 도구 검증 단계에서 요인분석만 시행되었고, 다른 문화권의 국가에서 사용되거나 검증된 바 없어 이에 대한 재평가가 필요하다[10]. 이에 본 연구자들은 임상간호사의 윤리적 간호역량을 평가하는데 사용할 수 있는 측정도구를 개발하고 검증하고자 하였다. Lechasseur 등[5]은 의료환경에서 윤리적 간호가 이루어 질 수 있도록 간호사의 윤리적 역량에 대한 89편의 연구를 심도 깊게 고찰하고 분석하여 Ethical competence model을 개발하였다. 이 모델은 윤리적 간호역량의 복합적 속성을 “윤리적 민감성(ethical sensitivity)”, “윤리적 지식(ethical knowledge)”, “윤리적 숙고(ethical reflection)”, “윤리적 의사결정(ethical decision making), “윤리적 행동(ethical action)”, “윤리적 태도(ethical behavior)”의 6개 속성으로 간호사의 Ethical competence 개념을 명료하게 제시하고 있다. 이에 본 연구자는 Ethical competence model을 개념적 기틀로 삼아 도구를 개발하여 임상간호사의 윤리적 간호역량에 대한 포괄적인 자가 평가가 이루어 질 수 있도록 하였다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 임상간호사의 윤리적 간호역량 자가평가도구를 개발하여 타당도와 신뢰도를 검증하기 위함이다.

1. 연구설계

본 연구는 임상간호사의 윤리적 간호역량을 자가 평가하기 위하여 도구를 개발하고 타당도와 신뢰도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.

2. 연구절차

본 연구는 Lechasseur 등[5]의 간호사의 Ethical competence model을 바탕으로 DeVellis의 8단계 도구개발 절차[11]에 도구의 구성요소 확인을 위해 혼종모형(hybride model)[12]을 추가로 적용하여 진행하였다. 연구 과정은 Figure 1과 같다.

Figure 1
Steps of scale development.

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1. 도구의 구성 요소 확인

이론적 단계를 통해 최종 선정된 37개의 문헌을 분석한 결과 윤리적 간호역량에 갈등, 상황인식, 이론적 지식, 법률적 지식, 지식에 대한 가치 부여, 환자 중심 간호, 협력, 윤리적 숙고, 생명윤리의식, 공감, 윤리적 의사결정, 행동 실천의지, 간호 실무, 간호전문직관, 태도 유지, 윤리 원칙 준수의 16개 하위 요인에 72개의 속성이 도출되었다. 또한 현장 단계를 통해 윤리적 간호역량에 대한 4개의 새로운 속성이 도출되었다. 최종 분석 단계에서는 Lechasseur 등[5]의 Ethical competence model을 개념적 기틀로 하여 ‘윤리적 민감성’, ‘윤리적 지식’, ‘윤리적 숙고’, ‘윤리적 의사결정’, ‘윤리적 행동’, ‘윤리적 태도’의 6개 요인을 중심으로 16개의 하위 요인과 76개의 속성을 분석하였다.

2. 문항 구성

간호사의 윤리적 간호 역량의 개념적 기틀에 따라 16개 하위요인과 76개의 속성으로 문항을 구성하였다.

3. 도구 형식 결정

도구 형식을 결정하기 위하여 윤리적 간호역량에 대한 진정한 태도를 드러나게 할 수 있어야 함에 따라 문항의 중립반응범주를 제시하지 않는 4점 Likert 척도[29]를 사용하였다.

4. 도구 검정

예비 도구 개발을 위한 내용타당도 검증은 2차에 걸쳐 진행하였다. 1차 내용타당도 검증 결과 Item Content Validity Index (I-CVI)는 .40~1.00이었으며, Scale's Content Validity Index (S-CVI)는 .85였다. 2차 내용타당도 검증 결과 I-CVI는 .50~1.00이었으며, S-CVI는 .95였다. 최종 예비 도구는 개념적 기틀의 6개의 요인에 11개의 하위 요인을 바탕으로 총 32문항이 도출되었다.

5. 도구 검토

예비조사는 D 지역의 일개 종합병원에 근무하는 간호사 20명을 대상으로 실시하였으며 문항을 이해하는데 어려움이 없었다. 개방형 질문지를 이용하여 보완에 대한 의견을 수렴하였으며, 모든 문항의 시작 어구에 ‘나는’을 삽입하여 문항의 이해 및 흐름을 자연스럽게 구성하였다.

6. 도구 적용

도구 적용 단계에 참여한 총 423명 대상자의 연령은 29세 이하 236명(55.8%), 30~39세 118명(27.9%), 40~49세 59명(13.9%), 50세 이상 10명(2.4%) 순이었고, 임상 경력은 10년 이상이 152명(35.9%), 3년 이하 125명(29.6%), 4~6년 91명(21.5%), 7~9년 55명(13.0%) 순이었다. 직위는 일반간호사가 364명(86.1%)으로 가장 많았고, 근무 부서는 특수부서(중환자실, 수술실, 응급실) 127명(30.0%), 외과계병동 105명(24.8%), 기타 78명(18.5%), 내과계병동 74명(17.5%), 외래 22명(5.2%), 소아과병동 17명(4.0%) 순이었다. 윤리적으로 위배되는 상황을 직간접적으로 경험한 여부에 대하여 ‘있다’가 290명(68.6%)으로 많았으며, 간호윤리 교육 경험 여부에 ‘있다’ 351명(83.0%)으로 많았다.

7. 도구 평가

도구 평가 단계 중 문항 분석에서 문항 별 평균 점수 범위는 2.38±0.62~3.28±0.49점으로 “나는 윤리적 간호를 수행하는데 필요한 법률적 지식을 충분히 가지고 있다”가 가장 낮았으며, “나는 나에게 주어진 일을 성실하게 완수한다”가 가장 높았다. 왜도는 -0.47~0.86이었고, 첨도는 -0.47~4.77이었으며, 천장효과와 바닥효과 모두 30% 미만이었다.

탐색적 요인분석과 요인명명에서 1차 EFA 결과 32문항의 KMO는 .88, χ²은 3,079.39 (p<.001)로, 요인은 7개, 총 설명 변량은 61.9%였다. 구조행렬에서의 요인 적재량은 .59~.82이며, Cross factor loadings이 .20보다 작은 차이를 보이는 11개 문항(8번, 9번, 10번, 12번, 13번, 14번, 15번, 16번, 22번, 30번, 31번)에 대해 패턴행렬을 통한 Cross factor loadings을 재확인하여 8개 문항(8번, 9번, 10번, 12번, 13번, 14번, 15번, 30번)을 삭제하고 24문항이 도출되었다. 2차 EFA 결과 24문항의 KMO는 .87, χ²은 2,072.30 (p<.001)으로, 요인은 6개, 총 설명 변량은 63.2%였다. 구조행렬에서의 요인 적재량은 .56~.86이며, Cross factor loadings이 .20보다 작은 차이를 보이는 3개 문항(1번, 16번, 31번)에 대해 패턴행렬을 통한 Cross factor loadings을 재확인하였고 모두 .20보다 작은 차이를 보여 3개 문항(1번, 16번, 31번) 모두 삭제하였다. 3차 EFA 결과 21문항의 KMO는 .86, χ²은 1,753.11 (p<.001)로, 요인은 5개, 총 설명 변량은 61.9%였다. 구조행렬에서의 요인 적재량은 .44~.88이며, Cross factor loadings이 .20보다 작은 차이를 보이는 2개 문항(11번, 22번)에 대해 패턴행렬을 통한 Cross factor loadings을 재확인하여 1개 문항(11번)을 삭제하였다. 마지막 4차 EFA 결과 20문항의 KMO는 .86, χ²은 1,685.87 (p<.001)로, 요인은 5개, 총 설명 변량은 63.8%였다. 구조행렬에서의 요인 적재량은 .61~.88이며, Cross factor loadings 값이 .20보다 작은 차이를 보이는 1개 문항(22번)의 패턴행렬을 통한 Cross factor loadings을 확인하였고, .20보다 작은 차이를 보이지 않아 최종 5개 요인 20문항이 도출되었다(Table 1). 제1요인은 윤리강령 및 윤리원칙과 관련된 문항들로 평소 간호사가 환자를 대할 때 취하게 되는 태도로서 개념적 기틀에 따라 ‘윤리적 태도(ethical behavior)’로 명명하였다. 제2요인은 정의로운 판단, 협의를 통한 윤리적 의사결정에 따른 행동의 문항들로 기틀에 따라 ‘윤리적 의사결정’과 ‘윤리적 행동’을 합성하여 ‘윤리적 의사결정과 행동(ethical decision making and action)’으로 명명하였다. 제3요인은 윤리적인 갈등 상황을 인식하는 문항들로 개념적 기틀에 따라 ‘윤리적 민감성(ethical sensitivity)’으로 명명하였다. 제4요인은 스스로의 윤리적 가치관을 정기적으로 되새기며 윤리적 역량을 강화하기 위한 노력의 문항으로 구성되었다. 개념적 기틀에서의 ‘Ethical reflection’의 ‘Reflection’은 숙고, 성찰, 반영 등을 의미하여[30] 그 중 성찰은 자신 스스로를 돌아보며 성장하기 위한 노력을 취하는 것 [31]으로 본 도구에서 ‘윤리적 성찰(ethical reflection)’로 명명하였다. 제5요인은 윤리적 지식 정도와 관련된 문항으로 개념적 기틀에 따라 ‘윤리적 지식(ethical knowledge)’으로 명명하였다. 1차 문항의 수렴-판별타당도 단계에서는 EFA를 시행한 5개 요인 20문항을 대상으로 다속성-다문항 매트릭스를 시행하였다. 이때 각 문항과 문항이 속한 하위 구성 요소와의 상관계수는 겹치는 문항을 통제한 후 계산한 결과 .45~.73이었다. 문항이 속한 하위 구성 요소와의 상관 계수에서 표준 오차의 2배 값을 뺀 값이 다른 하위 구성요소의 상관 계수보다 큰지 확인하였고, 22번 문항과 17번 문항을 제외한 모든 문항에서 판별타당도가 검증되어 성공률 90%였다.

Table 1
Exploratory Factor Analysis (Final Stage) (N=200)

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확인적 요인분석 단계에서는 요인 적합도 지수인 χ²이 256.29 (p<.001), DF는 160, Normed x2은 1.60이었고, RMR은 .01, RMSEA는 .05였으며, GFI, IFI, TLI, CFI는 .90, .94, .92, .94로 모두 .90 이상이었다(Table 2). CFA를 시행한 문항을 대상으로 2차 문항의 수렴-판별 타당도를 검증하였다. 문항의 수렴 타탕도에서 표준화 계수 람다는 .53~.83이며, AVE는 .72~.85, C.R.은 .91~.96이었다. 문항의 판별 타당도에서 첫 번째, 각 요인의 AVE는 .72~.85로 요인 간 상관계수 제곱의 값인 .05~.41보다 컸으며, 두 번째, 모든 요인의 상관계수에서 표준 오차의 2배값을 ±한 값이 .20~.67로 절대값 1을 포함하지 않았다. 세 번째, 상관관계에 대한 HTMT는 .24~.68이었다(Table 2).

Table 2
Findings of Confirmatory Factor Analysis and Item Convergent-Discriminant Validity (N=223)

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집단 타당도 검증을 위하여 Jang 등[15]의 임상 경력 분류인 기본단계(7년 미만)와 상급단계(7년 이상)로 분류하였으며, 임상 경력이 7년 미만인 집단(60.74±5.19점)이 7년 이상인 집단(62.30±5.99점) 보다 낮았고, 그 차이는 통계적으로 유의하였다(t=-2.86, p=.004). 간호윤리 교육 경험이 없는 집단(60.20±6.67점) 보다 간호윤리 교육 경험이 있는 집단(61.78±5.39점)이 높았으며, 그 차이는 통계적으로 유의하였다(t=-2.27, p=.031). 수렴 타당도 검증을 위하여 임상간호사의 윤리적 간호역량 자가평가 도구와 KDIT [19]의 상관관계를 확인하였으며, r은 .52 (p<.001)로 높은 정적 상관관계를 보였다.

신뢰도 검증에서 Cronbach' α는 .89였으며, 각 요인은 .70~.85였다. 검사-재검사 신뢰도에 따른 ICC는 .91 (95% 신뢰구간 .82~.96)이었으며, 각 요인은 .72~.89였다(Table 3).

Table 3
Findings of Internal Reliability and Test-Retest Reliability

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8. 도구 최적화 및 최종도구

도구 최적화 단계는 DeVellis의 8단계 도구개발 절차 중 마지막 단계로서 도구개발 경험이 있는 간호학 교수 1인과 함께 도구를 구성하는 각 문항의 이해도와 정확도를 중심으로 질적평가를 시행하였고, 타당도와 신뢰도가 검증된 문항 그대로 구성하였다. 최종적으로 임상간호사의 윤리적 간호역량 자가평가 도구(Ethical Nursing Competence Self-rating Scale for Clinical Nurses, ENC-S-CN)는 윤리적 태도 6문항, 윤리적 의사결정과 행동 6문항, 윤리적 민감성 4문항, 윤리적 성찰 2문항, 윤리적 지식 2문항의 5요인, 총 20문항의 4점 Likert 척도로 역문항은 없으며 점수가 높을수록 윤리적 간호역량이 높은 것을 의미한다. 문항 배열은 대상자의 응답 고정을 막기 위하여 Excel을 이용한 무작위로 분산하였다. 도구 최적화 단계를 거친 완성된 도구는 Appendix 1과 같다.