Purpose
This study aimed to predict and test a hypothetical model for the Intent of Return to Nursing Practice(IRNP) among inactive Korean nurses and to identify the interrelationships and influences of factors affecting IRNP.
Methods
The conceptual model was developed by integrating Ajzen’s Theory of Planned Behavior and Herzberg’s Two-Factor Theory. Data were collected from 224 Korean nurses who experienced a career disruption of more than one year through online or offline surveys. Data were analyzed using SPSS 20.0 and AMOS 22.0.
Results
The average nursing care length was seven years. The primary reason for leaving practice was rotating shifts, while the main barrier to reemployment was exhaustion. Among the variables, Career Commitment (β=.59, p<.001), Nursing Work Environment (β=.37, p<.001), and Attitude (β=.32, p<.001) had significant total effects on IRNP. Career Nursing Commitment, Subjective Norm, and Attitude showed direct effects, while the Nursing Work Environment had the second-largest total effect on IRNP, acting indirect by mediating Career Commitment.
Conclusion
The findings highlight the need for collaborative efforts among nurses, family, colleagues, hospitals, professional associations, and nursing policymakers to prevent the permanent loss of skilled nursing professionals.
This study aimed to predict and test a hypothetical model for the Intent of Return to Nursing Practice(IRNP) among inactive Korean nurses and to identify the interrelationships and influences of factors affecting IRNP.
The conceptual model was developed by integrating Ajzen's Theory of Planned Behavior and Herzberg's Two-Factor Theory. Data were collected from 224 Korean nurses who experienced a career disruption of more than one year through online or offline surveys. Data were analyzed using SPSS 20.0 and AMOS 22.0.
The average nursing care length was seven years. The primary reason for leaving practice was rotating shifts, while the main barrier to reemployment was exhaustion. Among the variables, Career Commitment (β=.59, p<.001), Nursing Work Environment (β=.37, p<.001), and Attitude (β=.32, p<.001) had significant total effects on IRNP. Career Nursing Commitment, Subjective Norm, and Attitude showed direct effects, while the Nursing Work Environment had the second-largest total effect on IRNP, acting indirect by mediating Career Commitment.
The findings highlight the need for collaborative efforts among nurses, family, colleagues, hospitals, professional associations, and nursing policymakers to prevent the permanent loss of skilled nursing professionals.
의료기관의 간호사는 환자사망과 합병증, 감염 등의 환자 결과(outcomes)에 주요한 영향을 미치는 핵심 의료인력이다[1]. 만성질환의 대응, 급속한 고령화 등에 따른 사회환경 변화와 이에 대응하는 의료수요의 다변화로 간호인력에 대한 요구도가 지속적으로 증가하는 시점에서 간호사 부족 문제가 매우 심각하다[2]. 2018년 우리나라 인구 1,000명당 임상(practicing) 간호사 수는 4.4명(OECD 평균 9.7명)으로 34개 OECD 국가 중 29위에 해당하였다[3]. 2022년 보건복지부 조사에서, 면허간호사의 52.8% 만이 의료기관에서 활동하고 있는 것으로 나타나 면허간호사 대비 임상간호사의 비율은 최하위권(OECD 평균 69.2%)으로 조사되었다[4]. 우리나라는 2008년부터 간호학과 입학정원을 확대하고, 2018년 ‘간호사 근무환경 및 처우 개선 대책’을 발표하는 등 간호사 공급을 늘리는 수급정책으로 간호인력 부족문제를 해결하고자 하였으나 임상간호사 수의 증가에는 영향을 미치지 못하였다[5].
간호사 부족문제가 개선되지 않는 상황에서 경력단절 간호사의 임상 재취업은 심각한 간호사 부족문제 해결을 위한 최적의 대안으로 제시되어 왔다[2, 6]. 평균 10년의 임상경력을 가진 경력단절 간호사는 간호 생산성 향상을 위한 전문적 기술을 갖추고 있으며, 간호업무의 조정과 통합적인 책임이 필요한 역할이 가능하다[7]. 그간의 연구에서 경력단절 간호사의 재취업은 연령, 학력, 결혼 여부, 경력, 자아존중감, 구직 효능감[5, 8] 등의 개인적 요인과 가구소득, 자녀 수, 마지막 자녀의 연령, 가족지원[5, 8] 등의 사회적 요인, 그리고 퇴직사유, 최종직장, 직무 만족도[5, 9], 근무환경[8], 근무형태, 임금[5, 9] 등의 직무적 요인 등이 영향요인으로 밝혀졌다. 그러나 대부분의 선행연구는 개념적 기틀이나 이론을 적용하지 않은 실태조사 수준으로 이루어져 경력단절 간호사의 재취업에 영향을 미치는 다변량 요인들 간의 관계를 분석하기에 한계가 있다. 그러므로 개인의 행위변화를 설명하는 이론에 근거하여 경력단절 간호사의 임상 재취업행위에 영향을 미치는 요인들을 체계적으로 살펴볼 필요가 있다. 경력단절 간호사의 임상 재취업행위는 목적이 있는 개인의 행위를 예측한다는 측면에서 Ajzen의 계획된 행위이론(Theory of Planned Behavior, TPB)[10, 11]과 인간의 직무동기 측면을 고려하여 Herzberg의 2요인 이론[12]을 토대로 설명한다면 통합적으로 이해할 수 있을 것이다.
TPB는 개인의 신념요인을 활용하여 특정 인간행위를 설명하고, 예측하는데 유용한 이론이다. TPB에서 인간행위의 직접적 결정요인인 행위의도는 행위에 대한 우호적 또는 비우호적 평가인 태도, 행위에 대한 사회적 압력인 주관적 규범, 행동을 잘 수행하고 통제할 수 있는지에 대한 평가인 지각된 행위통제의 핵심요인에 의해 결정된다[10]. TPB는 측정개념이 적고 단순함에도 개인의 행위를 비교적 잘 예측할 수 있어 손씻기[13] 같은 건강 관련 행위뿐 아니라 이직의도[14]같이 의도된 행위를 연구하기에 적합한 이론[15]으로 평가되어 경력단절 간호사의 재취업행위에도 적용이 가능할 것으로 생각된다. 그러나 TPB는 다양한 인간행위를 이해하고 예측하는데 중요요인인 동기부여 개념은 포함하고 있지 않다. 또한 간호사 부족문제의 해결은 간호사로서 일하고자 하는 동기에 초점을 맞춰야 한다[16]. 이를 바탕으로 동기부여요인을 함께 살펴볼 필요가 있다.
2요인 이론[12]은 동기부여와 직무특성 간의 관련성을 가장 잘 설명하는 이론으로 평가된다. 이 이론에서[12] 동기요인은 조직의 구성원이 적절한 업무수행을 하도록 동기부여하는 데 필요한 요인으로 인정, 성취감, 책임감과 같이 직무 자체와 관련된 요인들을 포함하며 동기유발을 통해 직무 만족을 느끼게하는 요인이라고 하였다. 반면, 위생요인은 직무 외적인 환경과 관련되어 직무 불만족을 해소해주는 요인으로 보수, 근무환경, 대인관계, 회사방침, 직무 안정성 등을 포함한다. 간호사를 대상으로 2요인 이론을 적용한 연구[9]에서 간호사의 동기 요인은 성취감, 조직몰입, 인정, 성장과 개발, 경력몰입 등이고, 위생요인은 승진, 보수, 간호근무환경, 직장 내 괴롭힘 등이었다.
경력단절 간호사를 다시 현장으로 유인하기 위해서는 경력 단절 간호사의 재취업을 설명할 수 있는 가설적 모형의 구축과 영향요인에 대한 포괄적인 연구가 필요하다. 따라서 본 연구는 TPB와 2요인 이론을 통합한 이론적 기틀을 기반으로 선행연구에서 확인된 경력단절 간호사의 임상 재취업 영향요인을 분류하고, 모형을 구축하여 임상 재취업에 영향을 미치는 요인 간의 직,간접 관계를 검증하고자 하였다.
본 연구의 목적은 TPB [10, 11]와 2요인 이론[12]을 기반으로 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 영향을 미치는 요인을 설명하고 예측하기 위하여 구축한 가설적 경로모형과 실제자료 간의 적합성을 검증하고, 국내 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 미치는 요인들의 직, 간접 경로와 효과를 검증하는 것이다.
이론적 기틀은 TPB [10, 11]와 2요인 이론[12]을 결합하여 구성하였으며 문헌고찰을 토대로 요인간의 경로를 설정하여 가설적 모형을 구축하였다.
TPB에서 행위의도는 행위에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행위통제의 3가지 신념에 의해 결정된다[10]. 행위에 대한 태도란 행위에 내리는 긍정적 또는 부정적인 판단을 의미하며, 주관적 규범은 행위의 수행여부에 대해 느끼는 사회적 기대와 압력을 뜻한다[17]. 지각된 행위통제는 행위 수행에 대한 자신감과 행위통제에 대한 자각을 의미하며 개념적으로 자기효능감과 유사하게 사용된다[11]. 선행연구에서[15] 경력단절 간호사의 재취업에 대한 태도가 긍정적이고, 주관적 규범과 지각된 행위통제가 강할수록 재취업의도가 높은 것으로 나타났고, 취업 관련 연구[18]에서도 태도, 주관적 규범, 지각된 행위통제가 행위의도에 유의한 영향을 미치는 요인으로 확인된다. 이에, 임상 재취업행위에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행위통제를 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 영향을 주는 개인적, 사회적 신념요인으로 선정하였다.
Maslow의 욕구단계이론을 확대한 Herzberg의 2요인 이론은[12] 조직의 구성원들에게 직무에 대한 동기를 부여하고 직무환경에 관심을 갖게 한 동기부여이론으로, 직무요인을 직무 만족요인인 동기요인과 직무 불만족 요인인 위생요인으로 구분한다. 경력몰입은 자신이 선택한 직업에 대한 동기부여 정도를 뜻하며[19] 간호경력몰입은 간호사가 간호직을 평생 추구할 수 있는 의미있는 직업으로 생각하는 정도[20]를 의미하므로 간호사라는 직업에 대한 태도와 행동을 이해하는데 중요한 개념이라 할 수 있다. 선행연구에서 간호사의 경력몰입은 결혼여부 및 자기효능감과 상관관계가 있었다[21]. 또한 경력단절 간호사가 임상으로 돌아가지 않는 이유는 동기부여적 성격을 지닌 경력몰입이 낮기 때문이며[22] 경력 간호사로의 전문직업의식이 경력단절 간호사의 재취업 동기요인[8]으로 보고되었다. 이에, 경력몰입을 개인적 동기부여요인(동기요인)으로 선정하였다.
간호근무환경은 간호사가 환자에게 질 높은 간호 서비스를 제공하는데 요구되는 조직의 환경으로 의사결정 참여나 자율성 보장 등과 같이 간호업무를 잘 할 수 있도록 제공하는 포괄적인 지원까지 의미한다[23]. 간호근무환경은 간호인력의 유지와 확보에 매우 큰 영향을 준다[23]. 열악한 간호근무환경에 기인한 잦은 이 ‧퇴직은 임상간호사 부족문제의 가장 큰 원인이며, 간호업무환경 개선은 이를 해소하기 위한 가장 효과적인 방안으로[24] 제시되고 있다. 임금 상승, 적절한 인력배치, 유연한 근무시간 등의 근무환경 개선은 경력단절 간호사의 임상복귀 관련 태도에 긍정적인 영향을 주었고[25], 간호근무환경이 경력단절 간호사의 재취업의도에 가장 큰 영향요인으로 보고되었다[26]. 이에 간호근무환경을 조직적 동기부여요인(위생요인)으로 선정하였다.
TPB에 따르면(27), 인간이 새로운 행위를 하는 경우 해당 행위에 대한 동기가 있어야 하며, 행위는 동기에 의해 이루어진다. 또한 TPB에 기반한 동기부여는 신념에 영향을 주어 행위에 호의적인 신념을 갖을 수 있게 한다고 설명하고 있어 동기부여요인이 신념요인과 행위의도의 선행요인임을 밝히고 있다. 이를 근거로 통합모형은 신념요인(태도, 주관적 규범, 지각된 행위통제)이 동기부여요인(경력몰입, 간호근무환경)과 재취업의도의 관계를 매개한다고 설정하였다. 구체적으로 가설적 모형은 외생변수인 경력몰입, 간호근무환경이 매개변수인 임상 재취업행위에 대한 태도, 주관적 규범과 지각된 행위통제를 매개로 내생변수인 임상 재취업의도에 직 · 간접적으로 영향을 미치는 경로를 설정하여 구축하였다.
본 연구는 국내 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 설명하고 예측하기 위하여 TPB와 2요인 이론을 토대로 가설적 모형을 구축하고, 수집된 자료를 분석하여 모형의 적합성과 가설을 검증하는 구조모형 연구이다.
연구대상은 결혼이나 출산, 육아 혹은 질병으로 경력단절기간이 1년 이상인 국내거주 미취업 간호사이다. 제외기준은 생애 임상 취업경험이 없거나 휴직 중인 자, 경력단절기간이 1년 미만인 자이다. 구조방정식모형에서 가장 많이 사용하는 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation, MLE)에 이상적인 권장크기는 200명 이상이다[28]. 본 연구의 대상자 수는 탈락율을 고려하여 220명을 설정하였으나 온라인 설문조사 시작 후 1~2일 동안 설정한 대상자 수보다 많은 452명의 수가 응답하여 즉시 설문조사를 종료하였다. 최종 연구대상자 수는 구조 모형 연구의 대상자 수 기준인 200~400명 정도면 바람직하다[28]는 견해에 근거하여 산정하였고, 제외기준 및 응답이 불성실한 228명을 제외한 224명의 자료를 최종 분석하였다.
임상 재취업행위에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행위통제의 측정은 TPB의 도구개발 과정을 서술한 Ajzen과 Fishbein [29]의 지침과 Madden 등[30]의 연구를 기반으로 개발된 Jee [17]의 연구도구를 임상 재취업행위에 적합하게 수정 및 보완한 도구로 측정하였다. 임상 재취업의도는 Lawler [31]가 개발하고 Park [32]이 수정한 ‘이직의도’ 도구를 본 연구의 주제에 적합하도록 ‘임상 재취업의도’로 용어를 수정하여 사용하였다. 이는, 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 측정한 선행연구도구를 찾기 어려웠고, 간호사의 이직과 복귀는 유사하며[33], 초기 개발도구의 성향을 가진 경우, 신뢰도 계수 .60 이상이면 신뢰할 수 있다[34]는 견해를 근거로 하였다. 수정한 도구와 간호근무환경은 경력단절 간호사를 대상으로 동일한 연구도구를 활용한 선행연구가 없어 타당성과 신뢰성을 검증한 뒤 사용하였다. 측정도구의 내용 타당도(Content Validity Index, CVI)는 간호학 교수 5명이 검증하였다. 각 문항에 대해 ‘관련없음(1점)’, ‘문항의 수정 없이는 판단할 수 없음(2점)’, ‘관련은 있으나 문항 변경이 필요함(3점)’, ‘매우 관련 높음(4점)’으로 응답하게 하였으며 내용 타당도의 평균값을 이용하여 CVI .80 이상의 기준으로[35] 문항을 선택하였다. 최종문항은 예비조사를 시행하여 수정 · 보완한 뒤 확정하였다.
태도는 행위에 대한 호의적 또는 비호의적인 느낌정도를 뜻한다. 문항은 어의 구별 7점 척도로, 임상 재취업행위가 ‘필요하다’, ‘보람있다’, ‘가치있다’, ‘중요하다’, ‘바람직하다’, ‘행복하다’인 개인의 정서적 · 인지적 평가로 구성하였다. 점수는 형용사 6문항 짝에 대하여 -3점에서 +3점으로 산정하였고, 점수가 높을수록 임상 재취업행위에 대한 태도가 긍정적인 것을 의미하며 점수 범위는 -18점~+18점이다. Jee [17]의 연구에서 Cronbach's α는 .97이었고, 본 연구에서는 .91이었다.
주관적 규범은 중요한 타인인 부모, 가족 등이 임상 재취업 행위를 지지하거나 반대할 것이라는 개인의 지각[36]을 묻는 단일문항이다. 점수는 규범적 신념 문항의 점수와 이에 상응하는 순응 동기 문항의 점수를 곱한 값으로 측정한다[17]. 규범적 신념은 ‘나의 가족과 내게 중요한 사람들은 내가 임상에 재취업해야 한다고 생각한다.’를 매우 그렇다(3점)에서 매우 그렇지 않다(-3점)의 7점 척도로 측정하였다. 순응 동기는 ‘평소에 주변 사람들이 귀하에게 충고하는 것에 대해 귀하는 얼마나 따르려고 합니까?’를 잘 모르겠다 · 전혀 따르려 하지 않는다(0점)에서 매우 잘 따르려고 한다(3점)의 4점 척도로 측정하였다. 주관적 규범의 점수 범위는 -9점~+9점으로, 점수가 높을수록 임상 재취업행위에 대해 주위 사람들로부터 받는 압력의 정도가 큰 것으로 해석한다.
지각된 행위통제는 행위수행에 있어 개인이 인지하는 쉬운 혹은 어려운 정도를 의미한다[10]. 도구는 4문항, 7점 척도이며 점수 범위는 -12점~+12점으로, 점수가 높을수록 대상자가 임상 재취업행위가 쉽다고 지각하고 있음을 의미한다. Jee [17]의 연구에서 Cronbach's α는 .89였고, 본 연구에서는 .85였다.
임상 재취업의도는 임상 재취업행위를 하고자 하는 대상자의 생각이나 계획을 의미한다. 도구는 4문항, 5점 척도로 점수가 높을수록 임상 재취업의도가 높은 것을 의미한다. Park [32]의 연구에서 Cronbach's α는 .88이었고, 본 연구에서는 .90이었다.
간호근무환경은 간호조직의 특성을 의미하는 것으로 본 연구에서는 경력단절 간호사가 과거 근무했던 병동(병원)에서 느꼈던 전반적인 근무환경에 대한 주관식 인식을 측정하였다. 도구는 Lake [37]가 개발한 간호근무환경 측정도구(Practice Environment Scale of the Nursing Work Index, PES-NWI)를 Cho 등[38]이 한국어판으로 번역, 개발한 간호근무환경(Korea Practice Environment Scale of the Nursing WorkIndex, K-PES-NWI)측정도구를 사용하였으며 총 29문항, 4점 척도로 구성되어 있다. 도구의 영역은 병원운영에 간호사의 참여, 양질의 간호를 위한 기반, 간호관리자의 능력과 리더십 및 간호사에 대한 지지, 충분한 인력과 물질적 지원, 간호사와 의사의 협력관계로 점수가 높을수록 간호근무환경을 긍정적으로 인식함을 의미한다. 원 도구의 Cronbach's α는 .82, KPES-NWI는 .93, 본 연구에서는 .94였다. 연구자는 구조모형 분석 전, 간호근무환경 측정도구에 대해 확인적 요인분석을 실시하여 잠재변수를 측정하는 관측변수들의 단일성 정도를 파악할 수 있는 연구도구의 집중타당도를 평가하였다. 확인적 요인분석 결과, 요인부하량 값이 .50 이상, .95 이하면 도구의 집중타당도가 확보되는 것에[28] 근거하여 요인부하량 값이 .50 이하인 11개 문항을 제거 후 총 18개 문항을 최종분석에 이용하였다.
본 연구는 가톨릭대학교 임상연구심의위원회의 승인(IRB No. MC19QASI0127)을 받은 후 시행되었다. 자료수집은 2019년 12월 한 달간 대상자의 선호에 따라 대면 혹은 온라인 설문을 병행하여 3가지 방법으로 진행하였다. 첫째, 대면 설문 조사는 대한간호협회 담당자에게 유선상 연구목적을 설명하고 자료수집에 대한 협조를 구한 뒤, 협회가 주최하는 경력단절 간호사 재취업 교육장소를 방문하여 당일 재취업 교육을 수강한 경력단절 간호사를 대상으로 자료를 수집하였다. 경력단절 간호사에게 연구목적과 방법, 절차를 설명한 뒤, 자발적인 연구참여에 대한 서명동의를 받았고, 서면 설문지를 배부하여 응답을 마치면 연구자가 직접 회수하였다. 둘째, 온라인 설문조사는 국내 최대 간호사 구직 온라인 사이트 내 자유로운 글 게시가 가능한 게시판에 연구목적과 대상자 모집에 대한 내용의 글을 작성하여 연구참여를 안내하고 홍보하였고, 대상자가 참여를 원하는 경우 게시판에 게시된 온라인 설문링크에 접속하여 연구에 참여할 수 있도록 하였다. 셋째, 연구자 주변의 간호사와 지인을 통해 눈덩이 표집방법으로 소개받은 경력단절 간호사를 대상으로 설문링크를 배부하였다. 온라인 설문조사는 연구자가 직접 설문 프로그램을 구축하였으며 조사시작 전, 설문 대상자 해당여부에 대한 질문 창을 게시하여 응답자가 결혼이나 출산, 육아 혹은 질병으로 경력단절기간이 1년 이상인 국내거주 미취업 간호사가 아니라고 응답한 경우에는 자동으로 설문 창을 종료하여 참여할 수 없게 하였다. 또한 연구기간, 방법, 참여 시 이익 및 위험, 연구대상자의 보호 및 익명성 보장,철회가능, 불이익과 무해 등을 명시하였으며 수집된 자료를 연구 이외의 목적으로 사용하지 않음을 안내한 설명문을 읽고 자발적으로 연구참여 동의서에 동의한 경우에만 설문 응답이 시작될 수 있도록 하여 대상자의 윤리적 측면을 고려하였다. 대면설문 응답율은 5%(21명), 온라인 설문 응답율은 95%(431명)이었으며 자료수집 후, 참여한 대상자에게 소정의 선물을 제공하였다.
수집한 자료는 SPSS/WIN 20.0과 AMOS 22.0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성과 측정변수는 기술통계를 이용하였고, 다변량 정규성 검증은 왜도와 첨도를 검토하였으며 요인들의 타당도 검증은 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 시행하였다. 구조방정식모형의 적합도 평가는 χ2, χ2/df, Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Goodness of Fit Index (GFI), Comparative Fit Index (CFI), Normed Fit Index (NFI), Turker-Lewis Index (TLI), Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR)을 이용하였다. 구조방정식모형의 경로 유의성은 회귀계수와 p값으로 검증하고, 내생변수의 설명력은 Squared Multiple Correlation (SMC)를 사용하였다. 직접효과, 간접효과 및 총효과의 통계적 유의성은 boot-strapping을 이용하였으며 특정간접효과는 팬텀모델 접근법(Phantom Model Approach)을 이용하였다.
대상자는 대부분 여성(95.5%)으로 30~39세(67.8%)가 가장 많았다. 서울 및 경기 지역(68.1%)에 거주하며 최종학력은 학사(53.6%)가 많았고, 대부분 배우자가 있었으며(73.3%), 자녀의 수는 2명 이상(36.1%), 무자녀(31.3%), 1명(26.3%)이었다. 마지막 자녀의 연령은 만 7세 이하(50.4%), 미취학 자녀의 주돌봄자는 대상자 본인인 경우(51.5%)가 가장 많았다. 병원 재직기간은 평균 7년으로 5~9년(45.1%), 2~4년(23.2%), 10년 이상(22.3%), 2년 미만(8.1%)이었다. 경력단절 기간은 평균 4.1년으로 2~4년(39.3%), 2년 미만(25.4%), 5~9년(23.7%), 10년 이상(11.6%)이었다. 퇴직의 원인은 3교대와 불규칙한 근무시간(39.3%), 결혼, 임신 및 육아(31%)가 대부분이었고, 퇴직 전 근무직장은 상급종합병원(31.8%), 근무형태는 교대근무(59.8%)가 가장 많았다. 퇴직당시 연령은 30~39세(66.0%)였고, 재취업을 하지 않은 이유는 몸이 힘들어서(54.0%)와 가족돌봄(29.5%)이 가장 많았다.
임상 재취업행위에 대한 태도는 평균 4.65점, 주관적 규범은 0.79점, 지각된 행위통제는 4.36점, 경력몰입은 2.64점, 간호근무환경은 2.36점, 임상 재취업의도는 3.04점으로 나타났다. 경력몰입의 하위 영역에서 경력몰입은 평균 2.93점, 경력개발몰입은 평균 2.37점이었다. 간호근무환경의 하위 영역에서 병원운영에 간호사의 참여는 평균 2.19점, 양질의 간호를 위한 기반은 2.64점, 간호관리자의 능력과 리더십 및 간호사에 대한 지지는 2.37점, 충분한 인력과 물질적 지원은 1.96점, 간호사와 의사의 협력관계는 2.55점으로 나타났다. 정규성 검정에서 모든 변수의 왜도가 절댓값 2, 첨도가 절댓값 7을 넘지 않아 정규분포 조건을 충족하였으나[39] 간호근무환경의 하위 영역인 충분한 인력과 물질적 지원의 왜도 값이 3.56으로 나타났다. 일반적으로 표본수가 30 이상인 경우 중심극한정리에 의해 표본평균의 분포가 정규분포를 이루고[40] boot-strapping이 데이터의 정규성 가정으로부터 자유로운 것[28]에 근거하여 표본의 정규성 충족을 확인하였다(Table 1).
Table 1
Descriptive Statistics and Convergent Validity of Measured Variables (N=224)
판별 타당성 검정은 서로 독립된 잠재변수 간의 차이를 나타내는 정도를 평가하기 위함으로 일반적으로 잠재변수 간 상관계수 값이 .80 이상이면 판별 타당성이 떨어진다[28]. 또한 두 구성개념간 각각의 AVE값과 상관계수 제곱 값을 비교하여 AVE값이 상관계수 제곱 값보다 클 경우 판별타당성이 확보된다[28]. 본 연구는 가설에 대한 신뢰성과 타당성 검증을 위하여 단일 측정변수가 설정되지 않은 잠재변수인 간호근무환경에 대해 1차 확인적 요인분석을 실시하여 단일 차원성을 저해하는 문항을 제거한 후 재분석하였다. 잠재변수들 간의 상관계수가 .04~.64의 범위로 .80 이상인 상관계수가 없었고, 가장 큰 값을 갖는 상관계수 .72의 제곱은 .51로 AVE값보다 낮게 나와 판별타당도가 검증되었다. 이어, 전체모형의 판별 타당성 검증을 위해 2차 확인적 요인분석을 시행하였다. 적합도 지수는 χ2=45.76, χ2/df=1.83, GFI=.96, AGFI=.91, CFI=.98, NFI=.95, TLI=.96, SRMR=.031, RMSEA=.06으로 나타나 전체 측정모형의 적합도는 적합기준에 도달하여 구조방정식모형 분석을 위한 최종자료로 사용가능함이 확인되었다.
경력단절 간호사의 임상 재취업의도 가설적 모형의 적합도는 GFI=.91, CFI=.90만 적합한 것으로 나타났고, χ2=125.71, χ2/df=4.49, AGFI=.82, NFI=.87, TLI=.84, SRMR=.07, RMSEA=.13으로 구조방정식모형 분석에서 기준으로 삼는 일반적인 평가 기준들의 지표들과 비교 시, 권장수준에 부합하지 않은 값이 있어 수정이 필요하였다.
구조모형은 수정지수(Modification Index, MI)가 가장 큰 경로를 추가하는 모형수정과정[28]과 선행연구[41, 42]를 바탕으로 수정하였다. 즉, 가족들의 적극적 지지와 관심이 있는 대상자는 가족이 취업을 독려하거나 압력을 행사하고 있다고 인식할 수 있는데, 이는 주관적 규범으로 볼 수 있다. 이러한 인식은 재취업하고자 하는 의도 형성 이전에 재취업에 대한 긍정적인 태도를 갖는데 영향을 줄 수 있으므로 수정모형은 주관적 규범에서 태도에 이르는 경로를 추가하였다. 또한 간호사가 조직의 가치, 직무특성 및 근무환경과 잘 맞을 때 간호사라는 직업에 대한 경력을 쌓고자 하는 의욕이 높아질 수 있다고 판단하여 간호근무환경이 경력몰입에 이르는 경로를 추가하여 수정모형을 제시하였다. 수정모형의 적합도는 χ2=49.17, χ2/df=1.82, GFI=.96, AGFI=.91, CFI=.98, NFI=.95, TLI=.96, SRMR=.04, RMSEA=.06으로 모두 권장지수를 만족하여 수정모형을 최종모형으로 확정하였다(Figure 1).
Figure 1
Path diagram of the model for intent of return to nursing practice among Korean inactive nurses.
최종모형의 직접효과, 간접효과, 총효과를 분석한 결과는 다음과 같다(Table 2). 태도에 대한 총효과는 주관적 규범(β=.48, p<.001), 경력몰입(β=.45, p<.001), 간호근무환경(β=.37, p<.001) 순으로 유의하였다. 경력몰입(β=.20, p<.05)과 간호근무환경(β=.22, p=.002)은 주관적 규범에 대해 유의한 총효과를 나타냈다. 경력몰입은 지각된 행위통제에 대해 직접효과(β=.19, p=.024)와 총효과(β=.19, p=.024)가 유의하게 나타났으나, 간호근무환경은 간접효과(β=.10, p=.018)만 유의하였다. 간호근무환경은 경력몰입에 대해 직접효과(β=.52, p<.001)와 총효과(β=.52, p<.001)가 유의하게 나타났다. 최종적으로, 임상 재취업의도는 경력몰입(β=.59, p<.001), 간호근무환경(β=.37, p<.001), 주관적 규범(β=.35, p<.001), 태도(β=.32, p<.001) 순으로 유의한 총효과가 있었으며 설명력은 56%였다. 간호근무환경은 임상 재취업의도에 미치는 직접효과가 유의하지 않았으나 경력몰입을 매개로 한 간접효과(β=.38, p<.001)로 임상 재취업의도에 두 번째로 큰 총효과를 나타냈다. 반면, 지각된 행위통제(β=-.06, p=.280)는 임상 재취업의도에 유의한 영향을 미치지 못하였다. 살펴본 바와 같이, 13개 경로 중 8개 경로가 통계적으로 유의하였다(Figure 1).
Table 2
Parameter Estimates of the Modified Model and Standardized Direct, Indirect, and Total Effect (N=224)
수정모형은 다중매개모형으로 간호근무환경이 경력몰입, 태도, 주관적 규범을 매개로 재취업의도에 영향을 미치는 4개 경로의 매개효과를 검증하기 위하여 팬텀모델 접근법[43]을 적용하여 특정간접효과(specific indirect effect)를 분석하였다. 분석결과, 간호근무환경이 임상 재취업의도에 미치는 전체간접효과 중 가장 큰 효과는 간호근무환경→경력몰입→임상 재취업의도(.59)였으며 간호근무환경→경력몰입→태도→임상 재취업의도(.16), 간호근무환경→경력몰입→주관적 규범→재취업의도(.05), 간호근무환경→경력몰입→주관적 규범→태도→임상 재취업의도(.04) 순으로 나타났다. 간호근무환경에서 재취업의도에 이르는 간접효과들은 4개의 매개경로에 대한 간접효과의 유의확률이 0을 포함하고 있지 않아 통계적으로 유의하다고 판단하였다.
본 연구는 국내 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 설명하기 위하여 구축한 가설적 모형을 실증자료를 통해 검증하고, 영향요인과 직 · 간접효과를 규명하였으며 주요 내용은 다음과 같다.
본 구조모형에서 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 직접적인 영향을 준 변수는 경력몰입, 태도, 주관적 규범 순이었으며, 간호근무환경은 임상 재취업의도에 직접효과는 없었으나 경력몰입을 통해 유의한 간접효과를 나타냈다.
임상 재취업의도의 가장 강력한 영향요인은 경력몰입(개인적 동기부여요인)이었다. 이는 대만과 뉴질랜드의 연구[6, 8]에서 경력단절 간호사의 경력몰입이 임상 재취업의도에 정적영향을 미치는 것으로 보고된 내용과 유사하였다. 본 연구에서 경력단절 간호사의 경력몰입(2.64점)은 동일한 도구를 사용한 국립종합병원 간호사(3.05점)[44], 신규 간호사(2.66점)[45], 중소병원 간호사(2.78점)[46] 중 가장 낮은 수준이었다. 이는 경력몰입이 낮을수록 경력분야를 떠나고자 하는 의도가 높게 나타난 선행연구[19] 결과를 증명한다고 볼 수 있다. 본 연구에서 경력몰입이 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 가장 큰 영향을 주었다는 점은, 간호사의 경력몰입을 높일 수 있는 중재가 임상 재취업의도를 증진시키는 데 가장 효과적임을 시사한다. 경력단절 간호사는 재취업까지의 공백기간과 변화된 간호환경으로 인해 임상실무에 적응하며 새롭게 간호 전문직에 대한 개념을 정립할 시간이 소요된다. 따라서 간호협회와 정부는 경력단절 간호사를 대상으로 변화된 간호환경에 대한 실무교육에 더해 자기개발 및 체계적인 경력몰입 향상을 위한 프로그램을 제공해야 한다. 즉, 경력단절 간호사가 능동적으로 본인의 경력개발욕구를 충족하고, 경력계획을 수립하여 이를 달성할 수 있도록 구체적인 경력관리 로드맵을 구상할 수 있게 해야 할 것이다. 또한 경력몰입은 개인이 일생동안 경력을 발전시키고 개발해 나가는 과정이기도 하다. 그러므로 대학은 예비 간호사인 간호대학생을 대상으로 간호직의 명확한 의미와 평생 직업으로서 간호의 미래지향성에 대해 홍보하고, 훈련과 교육을 통해 체계적으로 경력몰입을 형성시키는 노력이 요구된다. 의료기관은 주기적으로 경력 관련 상담을 시행하고, 승진 및 커리어 향상을 위한 다양한 기회를 제공함으로써 간호사의 경력몰입 향상을 위해 지속적으로 노력해야 한다고 생각한다.
주관적 규범(사회적 신념요인)은 임상 재취업의도에 직접적인 영향을 줄 뿐 아니라, 태도(개인적 신념요인)를 매개로도 임상 재취업의도에 간접영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 경력단절 간호사가 임상 재취업에 대한 지인들의 긍정적 지지와 지원을 많이 느낄수록 임상 재취업의도가 강해지며, 주변인의 기대와 권유가 경력단절 간호사의 임상 재취업행위에 대한 태도를 긍정적으로 변화시켜 임상 재취업의도를 향상시키는 것으로 보인다. 이 결과는 경력단절 간호사의 임상 재취업이 간호사의 개인적 신념 이전에 사회적 신념의 영향을 받고 있다고 해석할 수 있으며, 경력단절 간호사가 임상 재취업에 대해 긍정적인 태도를 갖추기 위해서는 가족의 적극적 지지와 관심이 필요하다는 것을 의미한다. 여성의 취업은 남성에 비해 환경적, 상황적 요인에 더 많은 영향을 받는다[47]. 그러므로 가족 등의 주변인은 육아 및 가사에 대한 직접적인 도움에 더해, 경력단절 간호사가 임상 재취업에 긍정적 태도를 갖출 수 있도록 이해와 공감을 제공할 수 있어야 할 것이다.
경력단절 간호사의 과거 간호근무환경에 대한 인식(조직적 동기부여요인)은 임상 재취업의도에 유의한 직접효과는 없었지만 경력몰입을 매개로 간접효과가 유의하여 임상 재취업의도에 영향을 미치는 두 번째로 큰 총효과를 보였다. 즉, 간호근무환경에 대한 긍정적인 인식은 간호사의 경력몰입 향상에 영향을 주어 임상 재취업의도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 간호근무환경에 대한 인식과 경력단절 간호사의 경력몰입 및 임상 재취업의도와의 관계는 선행연구가 부족하여 비교하기에 어려움이 있지만, 긍정적인 근무환경은 간호사의 자기개발을 촉구하고[48], 지원적이고 자율적인 조직환경이 간호사의 경력몰입을 증진시켰으며 임상으로 복귀한 경력단절 간호사는 경력몰입이 높은 것으로 나타나[42] 본 연구결과를 뒷받침한다.
간호인력 부족의 해결책은 ‘면허자의 수’가 아닌, 간호사의 전문직업적 성장과 자율성, 공정한 대우와 기회를 보장하는 정책개발에 우선해야 한다[24]. 선행연구에서는[9] 열악한 간호근무환경이 간호사가 임상을 떠난 가장 큰 요인인 동시에 임상으로 되돌아가지 않는 가장 큰 이유라고 분석하였고, 실제로 많은 임상간호사가 비 의료기관으로 이직하고 있으며, 근무환경에 대한 불만족은 간호사 이직의 가장 큰 요인이다[49]. 대한간호협회 연구[24]에서 병원환경으로 인한 스트레스, 간호사의 열악한 지위, 의사 및 환자와의 부당한 관계가 임상간호사의 주요 퇴직사유로 밝혀졌다. 그러므로 간호사 부족문제를 해결하고 경력단절 간호사의 현장 복귀를 유도하기 위하여 간호사가 근무하는 환경의 개선이 절실하다. 특히, 경력단절 간호사 중 출산과 육아로 경력이 단절된 경우, 임상복귀 가능성과 재취업의도가 가장 높았으며 마지막 자녀의 취학시점이 다시 임상으로 복귀할 가장 좋은 시기라고 하였다[49]. 실제 미국의 경우, 간호사의 평균 연령은 50세로, 50세 이상 활동 간호사의 비율은 53%이며, 은퇴연령 연장이 간호인력 부족문제 해결에 도움이 되는 것으로 나타났다[50]. 이를 근거로 정부와 간호협회는 임신과 출산으로 경력이 단절되었으나 수년 후 양육부담이 완화되어 시간적 여유가 확보된 중년 간호사를 대상으로 집중적인 임상 재취업 유인사업을 시행해야 한다고 생각한다. 구체적으로 중년의 경력단절 간호사를 대상으로 재취업 훈련 및 취업 알선 서비스를 제공하는 전담기구를 설치하고, 변화된 의료환경에 적응할 수 있도록 다양한 재교육 프로그램이 시행되어야 하며, 일과 가정의 양립이 가능한 유연한 근무조건이 요구된다.
한편, 간호근무환경이 임상 재취업의도에 유의한 직접효과를 보이지 않은 이유를 살펴보면, 첫째, 2요인 이론의 위생요인은 불만을 예방하는 작용을 하며 불만족한 상황이 개선된다 하더라도 만족을 느끼지 못하고, 단지 불만족이 없거나 중립적인 태도를 취하게 한다[12]. 즉, 간호근무환경의 개선은 간호근무환경에 불만을 갖고 있는 간호사에게 근무환경에 대한 불만족은 해결할 수 있지만 간호사의 동기유발을 꾀하기는 어렵다는 것이다. 둘째, 본 연구에서 사용한 간호근무환경 도구는 2요인 이론의 위생요인을 의미하는 요소가 포함되지 않았던 점이 그 원인으로 생각된다. 즉, 해당도구는 가족, 급여, 근무조건 등의 측정요소가 부족하여 재취업의도에 영향을 줄 수 있는 가정경제적 요인을 측정하는데 제한이 있는 것으로 사료된다. 그러므로 간호직의 특수성과 현실성을 반영하고 변화하는 국내 보건의료환경과 조직문화를 측정할 수 있는 간호근무환경 도구개발이 필요하다.
지각된 행위통제(개인적 신념요인)는 임상 재취업의도에 대해 유의한 영향요인으로 검증되지 않았다. TPB에 따르면[10], 이론의 요인들은 모형을 통해 설명하려는 행위 및 상황에 따라 그 기여도가 달라질 수 있다. 지각된 행위통제의 경우, 실제 행위통제와 일치할 수도 있고, 행위를 수행하는데 필요한 자원이나 기회 여부에 따라 일치하지 않을 수도 있는데 이들 사이의 일치정도에 따라 지각된 행위통제의 설명력이 달라질 수 있다[51]. 본 연구에서 경력단절 간호사는 내외부적인 요인을 통제하여 임상 재취업이 충분히 가능하다고 지각하나, 실제 임상 재취업행위는 간호사 개인의 능력, 기회 및 자원 등 간호사가 완벽하게 통제할 수 없는 실제 통제조건의 제약이 반영되어 행위를 통제할 수 있다는 지각과 실제로 행위를 통제하는 것이 불일치하였기에 나타난 결과로 생각된다. 본 연구는 실제 경력단절 간호사의 재취업행위까지 포함하여 수행되지 않았으므로 지각된 행위통제와 실제 행위통제의 일치여부, 임상 재취업의도와 재취업행위 간, 지각된 행위통제와 재취업행위 간의 관계 검증은 이루어지지 않았다. 이는 의도와 행위의 연결이 두 측정의 시간간격에 의해 약화될 수 있고[52], 행위실행에 시간 간격이 줄 수 있는 영향력을 최소화하면서 충분한 시간을 확보하기 어려운 현실을 반영하였기 때문이다. 따라서 지각된 행위통제가 임상 재취업의도에 미치는 효과가 통계적으로 유의하지 않았다고 해서 그 영향을 과소평가하지 않도록 주의할 필요가 있다. 계획된 행위이론의 메타분석 연구에서[53] 지각된 행위통제는 행위의 종류에 따라 서로 상반되는 연구결과를 보인다. 그러므로 지각된 행위통제가 재취업의도에 미치는 영향에 대한 반복연구뿐 아니라 지각된 행위통제의 매개효과에 대한 검증연구도 향후에 필요할 것으로 사료된다.
간호인력 운영의 핵심은 우수한 신규 간호사의 확보와 유능한 경력 간호사의 지속적인 재직이므로 지금까지 이루어진 간호인력 연구는 간호사의 이직 혹은 재직의도에 중점을 두어 왔다. 그러나 본 연구는 기존에 이루어지지 않았던 경력단절 간호사를 대상으로 임상 재취업의도를 통합적으로 설명할 수 있는 기틀을 마련하여 관련 요인들 간의 관계를 검증함으로써 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 예측할 수 있는 정확하고 포괄적인 이론을 제시한 점에서 기존연구와 차이가 있다. 또한 경력단절 간호사가 다시 본연의 임상현장으로 돌아가기 위해서는 간호사 개인, 가정, 대학, 간호협회, 정부가 유기적으로 협력해야 한다는 점과 간호근무환경의 변화를 유도할 수 있는 국가적 정책개발이 요구된다는 것이 증명되었다.
본 연구는 Ajzen의 계획된 행위이론과 Herzberg의 2요인 이론의 통합적 기틀을 기반으로 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에 영향을 미치는 요인들의 인과관계를 예측하기 위한 모형을 구축하고 이를 검정하였다. 연구결과, 본 구조모형은 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 예측하기에 적합한 모형으로 분석되었으며 경력단절 간호사의 임상 재취업의도에는 개인적, 사회적, 조직적, 신념적, 동기부여적 요인이 다면적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 경력몰입은 경력단절 간호사의 임상 재취업의도를 예측하는 영향력이 가장 큰 변수였으며, 경력몰입, 간호근무환경, 태도, 주관적 규범의 설명력은 55.8%로 나타났다. 특히, 간호근무환경은 임상 재취업의도에 직접효과는 없었지만 경력몰입, 태도와 주관적 규범을 매개로 유의한 간접효과를 가짐으로써 임상 재취업 의도에 두 번째로 큰 총효과를 나타냈다.
연구의 제한점은 자료수집과정에서 자료의 탈락율이 높아 온라인 설문조사 방법의 한계를 극복하지 못한 점이며, 연구대상자의 68.1%가 서울과 경기 지역 간호사로, 국내 간호인력 부족문제의 심각성이 가장 높은 지방 중소병원 간호사들의 특성을 반영하지 못하였다. 그러므로 다음과 같이 제언한다. 첫째, 지방 및 중소병원에서 근무하였던 경력단절 간호사를 대상으로 확대한 반복연구가 필요하다. 둘째, 간호대학생과 임상간호사 대상 경력몰입 고취 프로그램이 추후 이들의 재직의도를 높이는 데에 도움이 되리라 생각되므로 관련 교육 프로그램 개발 후속연구가 필요하다. 셋째, 본 연구에서 간호근무환경의 개선을 위한 정책마련이 시급하다는 것이 증명되었다. 하여, 임상간호사의 이직을 줄이고, 경력단절 간호사를 다시 현장으로 유인할 수 있는 간호근무환경 개선을 위한 정책적 노력이 필요하다.
이 논문은 제1저자 유지연의 박사학위논문의 축약본임.
This article is a condensed form of the first author's doctoral dissertation from Catholic University. Year of approval: 2020.
