Abstract
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Purpose
This study examined the mediating effect of job stress-related presenteeism and the moderated mediating effect of the nursing work environment on the relationship between job stress and nurses’ turnover intention.
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Methods
A predictive correlational research design was employed from September 8 to September 26, 2023, involving 176 nurses working in general and tertiary hospitals nationwide. Data were analyzed using IBM SPSS Statistics version 25.0, the PROCESS macro version 4.2, and the EasyFlow Statistics macro version 1.8.
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Results
The mean scores were 2.76±0.38 for job stress, 3.11±0.81 for job stress-related presenteeism, 2.47±0.50 for nursing work environment, and 3.57±0.75 for turnover intention. Job stress was positively associated with turnover intention through job stress-related presenteeism (B=1.32, p<.001), and the nursing work environment significantly moderated this partial mediating effect (B=0.31; 95% CI, 0.04-0.53).
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Conclusion
These findings may inform the development of strategies and policies aimed at reducing nurses’ turnover intention and improving human resource management in clinical settings. In addition, this study contributes to the growing body of research on job stress, job stress-related presenteeism, nursing work environment, and turnover intention among nurses.
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주요어: 간호사, 직무스트레스, 프리젠티즘, 이직의도, 근무환경
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Key Words: Nurses; Occupational stress; Presenteeism; Personnel turnover; Workplace
서론
1. 연구의 필요성
간호사는 병원에서 의료서비스를 제공하는 인력 중 43.2%를 차지하는 핵심 인력이지만[
1], 높은 업무 강도, 부적절한 조직 구조, 사회적 지원 부족 등으로 인해 타 직종보다 심각한 직무스트레스를 겪는다[
2-
5]. 이러한 직무스트레스가 지속되면 신체적, 정신적 질병과 결근, 업무능률 감소 등을 초래하여 결과적으로 이직의도를 높이는 것으로 나타났다[
6,
7].
실제로 간호사의 이직률은 2022년 기준 15.8%로 전체 사업군 평균보다 3배 이상 높고 3∼10년차 간호사의 80% 이상이 이직을 고려하며[
8,
9], 상급종합병원(10.7%)보다 종합병원(16.2%)이 높게 나타나는 등 기관 종별 및 지역적 편차가 크다[
9,
10]. 이러한 이직은 병원의 행정적 손실과 직무만족 저하의 악순환을 유발하므로 시급히 해결되어야 할 문제 중 하나이다[
1].
간호사의 이직 문제를 근본적으로 해결하기 위해 최근 주목받는 핵심 선행요인은 ‘직무스트레스 관련 프리젠티즘’이다[
11,
12]. 이는 질병이 아닌 스트레스 요인에 의해 발생하는 심리적 긴장 및 업무 수행 능력 저하 상태로[
13,
14] 최근 간호사 직종에서 발생률이 높게 보고되었다[
15]. 과도한 업무량과 일-삶의 불균형이 프리젠티즘을 심화시키고 결과적으로 이직의도를 높이지만[
16,
17] 국내 연구는 대다수 건강 문제 관련 프리젠티즘에 국한되어 있어 그 기전을 설명하는 데 한계가 있다[
18]. 중국의 1차 의료 종사자 연구에서 직무스트레스와 프리젠티즘이 이직의도를 높이는 주요 예측 인자임이 확인되었고, 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 유의한 매개효과가 보고된 바 있어[
19], 본 연구는 이를 매개변수로 설정하여 구체적인 기전을 규명하고자 한다.
한편, 간호사의 프리젠티즘은 물리적 근로 조건과 밀접하나[
20], 이와 달리 본 연구에서 정의하는 ‘간호근무환경’은 이를 넘어선 조직적•행정적 차원의 환경을 의미한다[
21]. 근무환경 정도를 파악하는 것은 질 개선의 첫 단계이며[
22], 긍정적인 간호근무환경은 간호사의 이직의도를 유의하게 감소시키는 주요 자원으로 보고되었다[
23-
25]. 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 부정적인 근무환경과 강한 연관성이 있으므로[
14,
17], 이러한 환경적 지원은 부정적 직무 경험이 이직의도로 이어지는 것을 방지할 수 있다[
25]. 이에 본 연구는 간호근무환경을 조절변수로 설정하여 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 통해 이직의도로 이어지는 경로에 미치는 조절효과를 검증하고자 한다.
본 연구결과는 간호근무환경과 직무스트레스 측면에서 간호사의 이직을 감소시킬 수 있는 방안을 제시함으로써 간호관리자와 간호인력 관련 정책입안자가 더욱 효과적으로 간호 인적자원을 관리할 수 있는 전략을 수립하는 데 활용될 것이다.
2. 연구의 목적
본 연구의 구체적인 목적은 다음과 같다.
• 대상자의 일반적 특성을 확인하고, 이에 따른 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 간호근무환경, 이직의도의 차이를 파악한다.
• 대상자의 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 간호근무환경, 이직의도의 수준 및 주요 변수 간의 상관관계를 파악한다.
• 직무스트레스와 이직의도의 관계에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 파악한다.
• 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 매개하여 이직의도에 미치는 영향에서 간호근무환경의 조절된 매개효과를 파악한다.
연구방법
1. 연구 설계
본 연구는 간호사의 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과 및 간호근무환경의 조절된 매개효과를 파악하고자 수행한 예측적 상관관계 조사연구이다(
Figure 1).
본 연구의 대상자는 국내 종합병원 혹은 상급종합병원에서 근무하는 일반간호사이다. 선행 연구에 따라 간호사가 독립적 업무 수행에 최소 6개월이 소요되며[
26], 관리자 역할을 병행하는 책임간호사를 제외하고자[
27], 경력 6개월 이상의 일반간호사를 대상으로 하였다. 대상자 표본 수는 유의수준(
α)=.05, 검정력(1-
β)=.80, 효과크기 f
2=.15, 예측변수 19개를 기준으로 G*power 3.1.9.7 프로그램(Heinrich-Heine-Universität Düsseldorf) [
28]을 이용하여 계산한 결과, 최소 표본 수는 153명으로 산출되었다. 이직의도의 예측변수에 대한 메타분석연구[
29]에서 직무스트레스와 이직의도의 효과크기는 .39로 나타났으며, 본 연구는 표본크기 산출 시 검정력 분석[
30]을 근거하여 중간효과크기를 사용하였다. 15%의 탈락률을 고려하여 총 176명을 연구 대상자 수로 확정하였다.
1) 직무스트레스
직무스트레스는 Baek 등[
6]이 개발한 한국 간호사 직무스트레스(Korean-Nurse Occupational Stress Scale, K-NOSS) 도구를 이용하여 측정하였다. 이 도구는 ‘직무요구’ 영역(29문항)과 ‘직무자원’ 영역(16문항)의 2개의 하위 영역으로 분류된 총 45개의 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 Likert 4점 척도(1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 4점‘매우 그렇다’)로 측정되며, 도구 내 포함된 역문항은 역환산 처리하였다. 점수가 높을수록 직무스트레스가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Baek 등[
6]의 연구에서 Cronbach’s
α는 .92, 본 연구에서는 .94였다.
2) 직무스트레스 관련 프리젠티즘
직무스트레스 관련 프리젠티즘은 Gilbreath과 Karimi [
14]에 의해 개발된 Job Stress-Related Presenteeism Scale (JSRPS)을 원저자의 도구사용 승인을 받아 한국어로 번역 및 타당화하여 사용하였다. 번역 과정은 연구자 1인(BY)과 이중 언어구사자 1인이 독립적으로 1차 번역한 후 이를 통합하였으며, 간호학과 교수 1인(YY)의 자문을 거쳐 내용 타당성, 문화적 적합성 및 표현의 명료성을 검토하였다. 이후 예비조사는 상급종합병원에 근무하는 간호사 5인을 대상으로 실시하였으며, 번역된 각 문항의 이해도, 용어의 명확성, 응답의 적절성을 확인하였고, 경미한 문구 조정을 거쳐 최종 한국어판을 확정하였다. 이 도구는 ‘업무 완수’(4문항)와 ‘주의 분산 회피’ (2문항)로 총 6문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 Likert 5점 척도(1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 그렇다’)로 측정되며 점수가 높을수록 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Gilbreath과 Karimi [
14]의 연구에서 Cronbach’s
α는 .91, 본 연구에서는 .88이었다.
3) 간호근무환경
간호근무환경은 Ko [
21]가 개발한 도구인 간호근무환경 측정도구(Nursing Work Environment Scale of Clinical Nurses)를 이용하여 측정하였다. 본 도구는 간호사의 안전관리 체계(8문항), 간호관리자의 역량(6문항), 간호사의 지원 체계(6문항)로 총 20개의 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 Likert 4점 척도(1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 4점 ‘매우 그렇다’)로 점수가 높을수록 간호근무환경이 더 긍정적으로 인식함을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Ko [
21]의 연구에서 Cronbach’s
α는 .90, 본 연구에서는 .92였다.
4) 이직의도
이직의도는 Mobley [
31]가 개발한 이직의도 측정도구를 Kim [
32]이 번안하여 간호사에게 맞게 수정•보완한 도구를 이용하여 측정하였다. 본 도구는 총 5문항이며 Likert 5점 척도(1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 그렇다’)로 점수가 높을수록 이직의도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Kim [
32]의 연구에서 Cronbach’s
α는 .76, 본 연구에서는 .83이었다.
본 연구의 자료 수집은 2023년 9월 8일부터 9월 26일까지 리서치 전문회사 마이크로밀 엠브레인(Macromill Embrain)과 사회관계망(social media)을 통해 편의 추출한 표본을 대상으로 온라인 설문을 진행하였다. 설문 시작 전 스크리닝 문항을 배치하여 임상 경력 6개월 이상 및 직급(책임간호사 이상 제외) 등 선정 기준에 부합하는 대상자만 설문에 참여하도록 통제하였으며, 시스템상 응답 누락 방지 기능을 설정하여 결측치를 원천적으로 방지하였다. 연구의 목적, 내용, 방법, 윤리적인 부분에 대해 명시된 설명문을 읽고 자발적으로 동의하였을 경우 서면 동의를 대체하여 온라인 설문이 시작되도록 하였다. 중복 응답을 방지하기 위해 설문 시스템에서 동일 ID 재접속 차단 및 휴대전화 번호로 중복 입력된 자료를 확인하여 분석 대상에서 제외하였다. 마이크로밀 엠브레인을 통해 130명, 사회관계망 온라인 설문조사를 통해 46명이 응답하여 총 176부의 자료가 수집되었으며, 불충분한 답변이나 결측치, 대상자 선정기준에 해당하지 않는 응답이 없어 최종 176부 모두를 자료 분석에 사용하였다.
5. 자료 분석 방법
본 연구에서 수집된 자료는 IBM SPSS Statistics 25.0 program (IBM Corp.)과 PROCESS macro 4.2 version [
33], EasyFlow macro version 1.8 [
34]을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성, 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 이직의도, 간호근무환경의 정도는 기술 통계를 이용하여 분석하였으며, 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s
α coefficients를 산출하였다. 대상자의 일반적 특성에 따른 주요 변수의 차이는 independent t-test, one-way ANOVA, Mann-Whitney U-test 및 사후 검증은 Scheffé test를 이용하였다. 대상자의 주요 변수 간의 상관관계를 파악하기 위해 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였다. 회귀분석을 위한 종속변수의 자기상관 판정은 EasyFlow macro version 1.8 [
34]을 이용하였으며, 직무스트레스가 이직의도에 미치는 경로에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과(model 4)와 간호근무환경의 조절된 매개효과(model 14)를 검정하기 위해 Hayes [
33]의 SPSS PROCESS macro version 4.2를 적용하였다. 이때 표본 크기에 따른 통계적 추정의 안정성을 확보하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping) 횟수를 5,000회로 수행하여 95% 신뢰구간(95% CI)을 산출하였고, 조절된 매개효과의 유의한 영역을 확인하기 위해 Johnson-Neyman 방법(floodlight analysis)을 이용하여 분석하였다.
본 연구는 J대학교 생명윤리심의위원회의 승인을 받은 뒤 실시하였다(No. 2023-08-027-001). 대상자를 윤리적으로 보호하기 위해 설문에 앞서 연구 목적 및 방법, 기밀 유지, 연구 참여 도중 언제든 참여 철회가 가능함 등에 대해 설명문을 통하여 안내하였으며, 자발적으로 동의한 대상자만이 연구에 참여하도록 하였다. 수집된 자료는 연구 목적으로만 사용할 것임을 명시하였다. 본 연구에 수집되는 자료는 파일에 암호를 설정하여 연구자 개인 컴퓨터에 기밀 처리하여 보관하였으며, 연구 종료 후 3년 보관 이후 안전하게 폐기할 예정이다.
연구결과
1. 대상자의 일반적 특성 및 이에 따른 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 간호근무환경 및 이직의도의 차이
본 연구의 대상자는 총 176명으로 대상자의 연령은 20~29세가 46.0%, 성별은 여자가 97.2%, 결혼 상태는 미혼이 72.2%를 차지하였다. 병원 소재지는 비수도권이 62.5%, 병원유형은 상급종합병원이 57.4%였으며, 대상자의 81.3%가 교대근무를 하고 있었다. 근무경력은 5년 이상 10년 미만이 42.6%, 근무부서는 병동이 66.5%를 차지하였으며, 이직 경험이 있는 대상자는 52.8%로 나타났다(
Table 1).
일반적 특성에 따른 변수의 차이를 검증한 결과, 직무스트레스 관련 프리젠티즘은 연령에 따라 통계적으로 경계선상 유의성을 보였으며(F=3.04,
p=.050), 30~39세 집단이 평균 3.28점으로 가장 높았다. 반면, 직무스트레스, 간호근무환경, 이직의도는 어떠한 일반적 특성에 따른 차이도 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다(
p>.05) (
Table 1).
대상자의 직무스트레스는 4점 만점에 평균 2.76±0.38점, 직무스트레스 관련 프리젠티즘은 5점 만점에 평균 3.11±0.81점, 간호근무환경은 4점 만점에 평균 2.47±0.50점, 이직의도는 5점 만점에 평균 3.57±0.75점이었다(
Table 2). 측정변수들의 정규성 검증을 위하여 왜도(Skewness), 첨도(Kurtosis)를 확인한 결과(
Table 2), 정규분포의 가정을 만족한 것으로 확인되었다[
35].
본 연구의 종속변수인 이직의도는 직무스트레스(r=.52,
p<.001) 및 직무스트레스 관련 프리젠티즘(r=.48,
p<.001)과 통계적으로 유의한 양(+)의 상관관계를 보였으며, 간호근무환경(r=-.42,
p<.001)과는 통계적으로 유의한 음(-)의 상관관계로 나타났다(
Table 2).
회귀분석의 기본 가정을 검증한 결과, 종속변수인 이직의도의 왜도(-0.15)와 첨도(-0.55)는 기준을 충족하여 정규성 가정을 만족하였다. 독립변수 간 다중 공선성을 확인한 결과, 공차 한계값은 .61, 분산팽창요인(VIF)이 1.64로 나타나 다중공선성의 문제는 없었으며, Mardia’s test 결과 다변량 첨도는 15.12(z=.147,
p=.883)로 다변량 정규성 가정을 만족하였다. 종속변수의 Durbin-Watson 지수가 1.94로 나타났고, EasyFlow Macro version 1.8 [
34]을 이용하여 분석한 결과 Durbin-Watson 검정에서 DW 값이 du (1.78)와 4-du (2.22) 사이에 위치하여 잔차의 자기상관이 없는 것으로 나타났다. 잔차 분석 결과 표준화된 잔차의 정규성(z=.53,
p=.942)과 등분산성(chi-sq=4.62,
p=.076)을 만족하는 것으로 나타났다. 따라서 본 회귀모형은 적합하였다.
직무스트레스와 이직의도의 관계에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 검증한 결과는 다음과 같다(
Table 3). Step 1에서 직무스트레스(X)가 이직의도(Y)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(B=1.03,
p<.001). Step 2에서 직무스트레스(X)가 직무스트레스 관련 프리젠티즘(M)에 유의한 영향을 미쳤다(B=1.32,
p<.001). Step 3에서 직무스트레스와 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 동시에 투입한 결과, 매개변수인 직무스트레스 관련 프리젠티즘(M)이 이직의도(Y)에 미치는 영향(B=0.23,
p=.002)과 독립변수인 직무스트레스(X)가 이직의도(Y)에 미치는 영향(B=0.72,
p<.001)이 모두 유의하게 나타났다. 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과는 0.31로, 95% CI 내에서의 하한값과 상한값(0.10∼0.56)에서 0을 포함하고 있지 않아 간접효과가 검증되었다. 이는 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향이 프리젠티즘을 통한 간접경로와 직접경로를 통해 동시에 설명됨을 의미한다(
Table 3).
대상자의 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과가 간호근무환경에 의해 조절되는지를 검정한 결과는 다음과 같다(
Table 3,
Figure 2). 먼저 Step 1 분석 결과, 직무스트레스(X)는 직무스트레스 관련 프리젠티즘(M)에 통계적으로 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(B=1.32,
p<.001). Step 2에서 직무스트레스(X)의 직접효과(B=0.47,
p=.014)와 직무스트레스 관련 프리젠티즘(M)이 이직의도(Y)에 미치는 영향(B=0.28,
p<.001) 모두 통계적으로 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 간호근무환경(W) 단독으로는 이직의도(Y)를 낮추는 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었다(B=-0.29,
p=.016). 반면, 직무스트레스 관련 프리젠티즘(M)과 간호근무환경(W)의 상호작용항(MxW)은 양(+)의 값으로 통계적으로 유의하였다(B=0.23,
p=.031).
간호근무환경(W)의 조건부 간접효과를 분석한 결과, 간호근무환경이 좋지 않은 집단(원점수, M-1SD=1.97점; effect, 0.22)에서는 통계적으로 유의하지 않았다(95% CI, -0.01∼0.49). 반면, 간호근무환경이 보통 수준인 집단(원점수, M=2.47점; effect, 0.37; 95% CI, 0.16∼0.61)과 좋은 집단(원점수, M+1SD=2.97점; effect, 0.51; 95% CI, 0.26∼0.77)에서는 유의한 것으로 나타났다. 즉, 간호근무환경이 좋을수록 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 매개하여 이직의도를 높이는 간접효과의 매개효과가 강화되는 양상을 보였다. 또한, 조절된 매개지수는 0.30 (95% CI, 0.04∼0.53)으로, 간호근무환경의 조절된 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.
조절변수의 전 범위에 걸쳐 유의한 영역을 탐색하기 위해 조명등 분석법(floodlight analysis)인 Johnson-Neyman 방법을 적용한 결과(
Figure 2), 매개효과는 간호근무환경 원점수가 약 1.98점 이상인 영역에서 유의한 것으로 나타났다. 즉, 간호근무환경을 4점 만점에 1.98점 미만으로 매우 좋지 않게 인식하는 소수 집단(16.48%)을 제외하고, 보통 수준 이상(1.98점 이상)으로 인식하는 전체 대상자의 83.52%에서 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 통해 이직의도를 높이는 매개효과가 유의하게 나타났다. 이는 간호근무환경이 일정 수준 이상으로 인식되는 경우 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 매개하여 이직의도에 영향을 미치는 간접효과가 유의함을 의미한다.
논의
본 연구는 간호사의 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 파악하고 간호근무환경의 조절된 매개효과를 검증하여 간호사의 이직의도 감소에 기여할 수 있는 기초자료를 제공하고자 수행하였다. 이에 본 연구를 통해 나타난 주요 결과들을 논의하고자 한다.
직무스트레스와 이직의도의 관계에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 분석한 결과, 간호사의 직무스트레스가 이직의도에 미치는 직접효과가 유의한 것으로 나타났다. 이는 직무스트레스가 이직의도의 주요 예측 요인임을 보고한 다수의 선행 연구 결과와 일치한다[
7,
36]. 또한, 간호사의 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 통해 이직의도에 미치는 간접효과 역시 유의하였다. 즉, 간호사의 직무스트레스는 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 증가시키고, 이는 궁극적으로 간호사의 이직의도를 높이는 경로가 확인된 것이다. 비록 연구 대상 직종은 다르지만, 국내 작업치료사를 대상으로 한 Chun과 Song [
37]의 연구와 중국 1차 의료기관 종사자들을 대상으로 한 선행 연구[
19]에서도 동일한 경로의 간접효과가 유의한 것으로 보고된 결과를 국내 간호사를 대상으로 확인하였다는 점에서 의의가 있다.
따라서 간호사의 이직의도를 효과적으로 낮추기 위해서는 본 연구에서 측정한 직무스트레스 도구(K-NOSS)의 핵심 요인인 ‘직무요구’를 감소시키고, ‘직무자원’을 강화하는 전략이 필요하다[
6,
19]. 구체적으로 의료기관 종별 특성에 따른 차별화된 접근이 요구된다[
10]. 상대적으로 간호근무환경이 취약한 중소병원 및 종합병원의 경우[
1,
7], K-NOSS의 ‘직무자원’ 영역에 해당하는 적정 간호인력 확보와 임금 현실화 등 구조적인 근무환경 개선을 통해 직무스트레스의 근본 원인을 해소해야 한다[
8,
9]. 반면, 시스템이 갖춰져 있으나 업무 강도가 높은 상급종합병원의 경우, 물리적 환경 개선을 넘어 간호사의 정서적 소진을 관리하고 ‘아플 때 쉴 수 있는’ 포용적 조직문화를 조성하는 등 정서적 지원프로그램 도입이 필요할 것으로 사료된다[
15]. 이는 과도한 직무요구로 인해 발생하는 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 예방하고, 간호사가 느끼는 심리적 부담을 줄여 결과적으로 이직의도를 낮추는 데 효과적인 방안이 될 것이다[
19].
본 연구의 궁극적인 연구목적인 간호사의 직무스트레스와 이직의도의 관계에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 간호근무환경이 조절하는 조절된 매개효과는 유의미하게 나타났다. 조건부 간접효과와 Johnson-Neyman 분석을 통해 구체적으로 확인한 결과, 간호근무환경 점수가 유의성 임계값인 -0.486점(원점수 환산 시 약 1.98점) 이상인 구간에서 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 통해 이직의도를 높이는 효과가 유의하게 나타났다. 즉, 간호근무환경을 긍정적으로 인식할수록 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 통해 이직의도에 미치는 간접효과가 강화됨이 확인되었다.
이러한 조절된 매개효과 검정 결과를 살펴보면, 간호근무환경 평균 미만 집단에 비해 간호근무환경의 수준을 평균 이상(M+1SD)으로 인식하는 집단에서 직무스트레스와 이직의도 사이의 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과가 유의하였다. 즉, 간호근무환경을 긍정적으로 인식할수록 직무스트레스가 직무관련 프리젠티즘을 통해 이직의도에 미치는 간접효과가 강화됨이 확인되었다. 이는 Karasek [
38]의 직무 요구-통제 모델(Job Demand-Control Model)의 관점에서 생각해 볼 수 있다. JDC 모델에 따르면 직무 통제력(간호근무환경)이 높더라도 직무 요구(직무스트레스)가 과도하게 높을 경우, 긍정적인 자원의 완충 효과가 상쇄되거나 오히려 높은 긴장(high strain) 상태가 유발될 수 있다. 본 연구에서 간호근무환경을 긍정적으로 인식하는 간호사들은 조직에 대한 기대 수준과 업무 몰입도가 높은 상황(high control)에 있을 가능성이 크다. 이때 높은 직무스트레스(high demand)가 발생하면, 이로 인한 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 업무 수행 간의 괴리를 더욱 심각하게 인지하게 되어 이직의도가 급격히 상승하는 기제로 작용하는 것으로 해석된다. 즉, 간호근무환경을 일정 수준 이상으로 긍정적으로 인식하는 간호사라 하더라도, 직무스트레스라는 본질적인 직무 요구가 중재되지 않는다면 환경적 자원의 긍정적인 완충 효과가 상쇄되고 오히려 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 이직의도의 관계를 악화시킬 수 있음을 시사한다. 낮은 직무스트레스는 직무관련 프리젠티즘을 감소시켜 이직의도가 감소하게 되므로, JDC 모델의 관점에서 볼 때, 좋은 간호근무환경은 직무스트레스 관리의 효율성을 높이는 심리적 자원으로 기능하고 있는 것으로 사료된다.
간호조직은 환자에 대한 성실과 관심을 중시하는 경향이 있어 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 발생하기 쉬우며, 조직 내 간호 관리자들에게 직무스트레스 관련 프리젠티즘은 긍정적으로 받아들여지고 있을 수 있다[
18]. 또한, 간호사들은 질 높은 서비스를 요구하는 환자들을 대상으로 직접간호를 제공하며, 의사, 동료 간호사 및 타부서 직원들과 의견을 조정하는 역할을 수행해야 한다[
20]. 이에 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 발생한 이유로 대체인력 부족, 동료에 대한 피해, 책임감 등으로 제시하였다[
18]. 결과적으로, 아무리 간호근무환경이 좋더라도, 이러한 인력 구조적 문제나 심리적 부담감과 같은 실질적인 직무 요구가 해결되지 않는다면 간호사는 역설적인 소진을 경험하게 되는 것이다.
본 연구 결과를 토대로 한 실무적 함의는 다음과 같다. 간호근무환경이 일정 수준 이상인 병원, 조직에서는 간호사의 직무스트레스를 감소시키고 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 예방하기 위해 조직 차원에서 심리적 지지 프로그램 운영 및 긍정적 조직 문화를 조성해야 한다. 특히 업무 수행 중 발생한 스트레스에 대해 죄책감 없이 쉴 수 있도록 대체 인력을 활성화하고, 동료 간의 배려와 회복을 지지하는 리더십을 발휘하여 심리적 직무부담을 낮추는 노력이 필요하다. 반면, 본 연구에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과가 유의하지 않게 나타난 간호근무환경이 일정 수준 미만인 병원에서는 간호근무환경 개선이 우선되어야 스트레스 관리 프로그램이 이직예방에 실효성을 거둘 수 있을 것임을 예측해볼 수 있다. 향후 이러한 조직에서는 직무스트레스와 이직의도의 관계를 매개하는 다른 요인들을 탐색하는 연구가 추가적으로 이루어져야 할 것이다. 따라서 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 간호조직문화, 리더십과 어떠한 연관성이 있는지에 대한 체계적인 연구가 필요하다. 더불어 물리적•제도적 근무환경을 개선하여 직무 통제력을 높이는 것뿐만 아니라, 구성원이 체감하는 실제적인 직무스트레스를 적극적으로 중재할 때 비로소 좋은 간호근무환경이 이직의도를 낮출 수 있음을 의미한다. 따라서 간호사의 이직의도를 낮추기 위해서는 기관과 정부 차원에서의 실효성이 있는 간호인력 대책 마련이 시급하다. 구체적으로 유연 근무제 도입, 3교대 근무자의 휴가 보장, 적정 인력(대체, 교육전담간호사 등) 배치 및 합리적 보상 체계 마련 등 안정적인 근무 환경 조성을 위한 기관과 정부 차원의 다각적 노력이 필요하리라 생각한다.
본 연구 결과를 바탕으로 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 전국 단위로 대상자를 모집하였으나 특정 지역(서울, 경기, 전라)의 참여율이 높아 본 연구 결과를 전국의 종합병원, 상급종합병원 간호사 전체로 일반화하여 해석하기에 한계가 있으므로, 추후 병원 규모를 반영한 층화집락표본설계법 기반의 반복 연구가 필요하다. 둘째, 본 연구는 조절된 매개효과 검증이라는 복합적인 연구 모형을 적용하였으나, 모형의 복잡성에 비해 표본의 크기가 상대적으로 작다는 제한점이 있다. 이러한 표본 크기의 제약은 통계적 검정력(statistical power)의 부족을 초래할 수 있으며, 본 연구 결과 간호근무환경의 특정 하위 수준에서 유의성이 나타나지 않은 것은 실제 효과의 부재보다는 표본수 부족에 기인했을 가능성을 배제할 수 없다. 따라서 추후 연구에서는 보다 충분한 표본 수를 확보하여 연구 결과의 타당성을 재검증할 필요가 있다. 셋째, 본 연구는 횡단적 조사연구로서 변수 간의 시간적 선후 관계와 인과성을 명확히 규명하기에는 한계가 있다. 본 연구에서 검증된 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 이직의도 간의 구조적 관계와 조절된 매개효과는 이론적 근거를 바탕으로 설정된 것이나, 실제 시간의 흐름에 따른 인과적 메커니즘을 확증하기 위해서는 향후 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 선행요인을 다각적으로 탐색하고 이직의도에 이르는 경로를 심층적으로 검증하기 위한 종단적 연구의 실시가 필요하다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 향후 간호사의 긍정적인 간호근무환경 조성과 효율적인 인력 관리를 통한 이직의도 감소 및 간호의 질 향상을 위한 대책 마련에 이론적 근거를 제시하였다. 특히, 간호근무환경을 긍정적으로 인식하는 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 낮추는 전략은 이직의도를 낮출 수 있는 결정적 전략이 될 수 있음을 확인하였다. 본 연구 결과는 향후 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 이직의도를 낮추기 위한 방안과 간호사의 간호근무환경 개선, 효율적인 인력 관리를 위한 전략 및 정책 수립과 국내 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 간호근무환경, 이직의도와 관련된 연구를 수행하는데 기여할 수 있을 것이다. 무엇보다 본 연구는 간호사의 직무스트레스와 이직의도의 관계에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과와 간호근무환경의 조절된 매개효과에 대한 연구는 매우 제한적이었으나 전국의 종합병원급 이상에서 근무하는 간호사를 대상으로 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 매개효과를 국내에서 처음으로 규명하였고, 직무스트레스 관련 프리젠티즘이 이직의도에 미치는 영향에서 간호근무환경의 조절된 매개효과를 제시하였다는데 큰 의의가 있다.
결론
본 연구를 통해 간호사의 직무스트레스, 직무스트레스 관련 프리젠티즘, 간호근무환경, 이직의도의 정도가 파악되어 직무스트레스가 이직의도에 미치는 영향에서 직무스트레스 관련 프리젠티즘의 부분 매개효과와 간호근무환경의 조절된 매개효과가 확인되었다. 직무스트레스가 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 매개하여 이직의도로 가는 경로에서 간호근무환경의 조절된 매개효과가 유의하게 작동하기 시작하는 간호근무환경 인식 수준이 구체적으로 확인되었다. 이는 간호근무환경을 일정 수준 이상 긍정적으로 인식할수록 직무스트레스가 직무관련 프리젠티즘을 통해 이직의도에 미치는 효과가 더욱 강화된다는 것을 의미한다.
따라서 긍정적인 간호근무환경 조성 및 행정적 개선에만 의존할 것이 아니라, 간호사의 실제적인 직무스트레스를 적극적으로 완화하고 직무스트레스 관련 프리젠티즘을 낮추는 중재안을 병행하는 것이 간호사의 이직의도를 낮출 수 있는 결정적 전략이 될 수 있다. 본 연구 결과는 향후 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 이직의도를 낮추기 위한 방안과 간호사의 간호근무환경 개선, 효율적인 인력 관리를 위한 전략 및 정책 수립과 국내 간호사의 직무스트레스 관련 프리젠티즘과 간호근무환경, 이직의도와 관련된 연구를 수행하는 데 기여할 수 있을 것이다.
Article Information
-
Author contributions
Conceptualization: YSB, YY. Methodology: YSB. Formal analysis: YSB. Data curation: YSB. Visualization: YSB. Project administration: YSB, YY. Writing - original draft: YSB. Writing - review & editing: YY, SHJ, HEC. All authors read and agreed to the published version of the manuscript.
-
Conflict of interest
Seok Hee Jeong is an editorial board member of the journal but was not involved in the peer reviewer selection, evaluation, or decision process of this article. No other potential conflict of interest relevant to this article was reported.
-
Funding
None.
-
Data availability
Please contact the corresponding author for data availability.
-
Acknowledgments
This article is based on the master's thesis of the first author, Yu Seung Ban, submitted to Jeonbuk National University in 2024.
Figure 1.Conceptual framework (A) and statistical model (B) of this study.
Figure 2.Moderated mediation effect of nursing work environment. (A) Moderating effect of nursing work environment on the relationship between job stress related presenteeism and turnover intention. (B) Conditional effect graph of job stress on turnover intention mediated by job stress related presenteeism according to nursing work environment level.
Table 1.Differences in Job Stress, Job Stress-Related Presenteeism, Nursing Work Environment, and Turnover Intention According to General Characteristics
|
Characteristics |
Category |
n (%) |
Job stress |
Job stress-related presenteeism |
Nursing work environment |
Turnover intention |
|
M±SD |
t or F (p) |
M±SD |
t or F (p)
|
M±SD |
t or F (p)
|
M±SD |
t or F (p)
|
|
Age (yr) |
20~29 |
81(46.0) |
2.76±0.38 |
0.73 (.486) |
3.04±0.77 |
3.04 (.050) |
2.55±0.54 |
2.08 (.128) |
3.61±0.80 |
1.50 (.225) |
|
30~39 |
71 (40.3) |
2.78±0.39 |
3.28±0.88 |
2.42±0.46 |
3.60±0.74 |
|
≥40 |
24 (13.6) |
2.68±0.39 |
2.87±0.65 |
2.36±0.42 |
3.32±0.56 |
|
Gender |
Woman |
171 (97.2) |
2.76±0.38 |
391.00† (.744) |
3.11±0.82 |
318.50† (.343) |
2.47±0.50 |
424.00† (.978) |
3.56±0.75 |
391.00† (.753) |
|
Man |
5 (2.8) |
2.90±0.35 |
3.40±0.55 |
2.47±0.42 |
3.70±0.94 |
|
Marital status |
Single |
127 (72.2) |
2.75±0.37 |
0.17 (.847) |
3.12±0.77 |
0.51 (.601) |
2.50±0.50 |
0.80 (.453) |
3.63±0.76 |
1.58 (.208) |
|
Married |
47 (26.7) |
2.77±0.42 |
3.08±0.93 |
2.40±0.48 |
3.40±0.71 |
|
Divorce |
2 (1.1) |
2.89±0.41 |
3.67±0.24 |
2.68±0.32 |
3.50±0.94 |
|
Hospital location |
Metropolitan city |
66 (37.5) |
2.73±0.38 |
-0.74 (.461) |
3.05±0.75 |
-0.86 (.389) |
2.54±0.45 |
1.45 (.150) |
3.52±0.76 |
-0.62 (.538) |
|
Cities and provinces |
110 (62.5) |
2.78±0.39 |
3.15±0.85 |
2.43±0.52 |
3.60±0.75 |
|
Hospital type |
Advanced general hospital |
101 (57.4) |
2.76±0.40 |
-0.08 (.937) |
3.12±0.82 |
0.13 (.897) |
2.52±0.53 |
1.46 (.145) |
3.50±0.78 |
-1.41 (.160) |
|
General Hospital |
75 (42.6) |
2.76±0.36 |
3.10±0.80 |
2.41±0.45 |
3.66±0.71 |
|
Shift pattern |
Shift |
143 (81.3) |
2.79±0.38 |
1.83 (.069) |
3.16±0.79 |
1.58 (.117) |
2.45±0.49 |
-1.09 (.277) |
3.60±0.76 |
1.42 (.158) |
|
Non-shift |
33 (18.8) |
2.65±0.37 |
2.91±0.87 |
2.56±0.52 |
3.40±0.67 |
|
Total nursing career (yr) |
0.5∼<3 |
39 (22.2) |
2.81±0.41 |
0.50 (.685) |
3.21±0.80 |
0.32 (.808) |
2.55±0.45 |
1.23 (.300) |
3.70±0.79 |
1.38 (.250) |
|
3∼<5 |
27 (15.3) |
2.75±0.35 |
3.07±0.89 |
2.55±0.44 |
3.73±0.63 |
|
5∼<10 |
75 (42.6) |
2.77±0.38 |
3.11±0.82 |
2.47±0.56 |
3.49±0.80 |
|
≥10 |
35 (19.9) |
2.70±0.38 |
3.04±0.76 |
2.35±0.41 |
3.45±0.66 |
|
Current work unit |
Unit |
117 (66.5) |
2.77±0.39 |
2.46 (.088) |
3.14±0.81 |
1.93 (.148) |
2.44±0.53 |
1.08 (.342) |
3.54±0.77 |
0.26 (.775) |
|
Specialized unit*
|
32 (18.2) |
2.85±0.39 |
3.25±0.85 |
2.51±0.43 |
3.65±0.73 |
|
Outpatient department |
27 (15.3) |
2.63±0.34 |
2.85±0.73 |
2.59±0.41 |
3.56±0.67 |
|
Turnover experience |
Yes |
93 (52.8) |
2.78±0.38 |
0.80 (.423) |
3.13±0.84 |
0.30 (.767) |
2.45±0.46 |
-0.54 (.587) |
3.65±0.73 |
1.60 (.111) |
|
No |
83 (47.2) |
2.74±0.39 |
3.09±0.78 |
2.50±0.54 |
3.47±0.77 |
Table 2.Descriptive Statistics and Correlation among Variables (N=176)
|
Variable |
M±SD |
r (p) |
|
Job stress |
Job stress related presenteeism |
Turnover intention |
Nursing work environment |
|
Job stress |
2.76±0.38 |
1 |
|
|
|
|
Job stress related presenteeism |
3.11±0.81 |
.62 (<.001) |
1 |
|
|
|
Turnover intention |
3.57±0.75 |
.52 (<.001) |
.48 (<.001) |
1 |
|
|
Nursing work environment |
2.47±0.50 |
-.62 (<.001) |
-.30 (<.001) |
-.42 (<.001) |
1 |
Table 3.Moderating Effects of Job Stress-Related Presenteeism and Moderated Mediation Effect of Nursing Work Environment (N=176)
|
Model |
Independent variable |
Dependent variable |
B |
SE |
β |
t |
p
|
R2
|
F (p) |
|
4-A. Mediating effect |
|
Step 1 |
X |
Y |
1.03 |
0.13 |
.52 |
8.13 |
<.001 |
.28 |
66.01 (<.001) |
|
Step 2 |
X |
M |
1.32 |
0.13 |
.62 |
10.51 |
<.001 |
.39 |
110.48 (<.001) |
|
Step 3 |
X |
Y |
0.72 |
0.16 |
.37 |
4.55 |
<.001 |
.31 |
39.66 (<.001) |
|
M |
Y |
0.23 |
0.07 |
.25 |
3.15 |
.002 |
|
|
|
Effect |
Boot SE |
Boot 95% CI |
|
Indirect effect (X → M → Y) |
0.31 |
0.12 |
0.10∼0.56 |
|
Model
|
Independent variable
|
Dependent variable
|
B
|
SE
|
t
|
p
|
R2
|
F(p)
|
|
4-B. Moderated mediation effect |
|
Step 1 |
X |
M |
1.32 |
0.13 |
10.51 |
<.001 |
.39 |
110.48 (<.001) |
|
Step 2 |
X |
Y |
0.47 |
0.19 |
2.49 |
.014 |
.37 |
23.41 (<.001) |
|
M |
Y |
0.28 |
0.07 |
3.75 |
<.001 |
|
|
|
W |
Y |
-0.29 |
0.12 |
-2.44 |
.016 |
|
|
|
M×W |
Y |
0.23 |
0.10 |
2.17 |
.031 |
|
|
|
Nursing work environment |
Effect |
Boot SE |
Boot 95% CI |
|
Conditional indirect effect |
M-1SD |
-0.497 |
0.22 |
0.13 |
-0.01∼0.49 |
|
M |
0.000 |
0.37 |
0.12 |
0.16∼0.61 |
|
M+1SD |
0.497 |
0.51 |
0.13 |
0.26∼0.77 |
|
Moderated mediation index=0.30 |
0.12 |
0.04∼0.53 |
REFERENCES
- 1. Choi WJ, Cho YH. The factors affecting turnover intention of general hospital nurses. Journal of the Korea Convergence Society. 2022;13(5):373-379. https://doi.org/10.15207/JKCS.2022.13.05.373
- 2. Ko JO, Park SK, Lee MH. Factors affecting burnout among clinical nurses according to positive psychological capital. Journal of Korean Academy of Nursing Administration. 2013;19(2):304-314. https://doi.org/10.11111/jkana.2013.19.2.304
- 3. Yun SM. A study on the reduction plan for the turnover intention of hospital nurses [master's thesis]. Yonsei University; 2021.
- 4. Kotarba A, Borowiak E. Stress coping styles and occupational burnout syndrome of nurses employed in intensive care units. Nursing in the 21st Century. 2018;17(4):12-17. https://doi.org/10.2478/pielxxiw-2018-0029
- 5. Iwanowicz-Palus G, Mróz M, Kowalczuk K, Szlendak B, Bień A, Cybulski M. Nurses coping with stressful situations: a cross-sectional study. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2022;19(17):10924. https://doi.org/10.3390/ijerph191710924
- 6. Baek HC, Kim IA, Park JH, Yun MR, Nam EJ. Standardization of the occupational stress scale for Korean nurses. Research report (No. 2019-OSHRI-1433). Occupational Safety and Health Research Institute; 2019.
- 7. Lee HJ, Jung M. The effect of workplace bullying, job stress, and organizational commitment on turnover intention of nurses in small and medium-sized hospitals. The Journal of the Korea Contents Association. 2020;20(8):572-582. https://doi.org/10.5392/JKCA.2020.20.08.572
- 8. Hospital Nurses Association. A survey on hospital nursing staffing (2022) [Internet]. Hospital Nurses Association; 2023 [cited 2026 May 29]. Available from: https://khna.or.kr/home/pds/utilities.php?bo_table=board1&wr_id=8115
- 9. Korean Health and Medical Workers' Union. 2022 regular survey: International Nursing Day, nursing scene in Korea and major needs [Internet]. Korean Health and Medical Workers' Union; 2022 [cited 2026 May 29]. Available from: https://bogun.nodong.org/xe/khmwu_5_4/703794
- 10. Ministry of Health and Welfare (KR). Survey on the status of health and medical personnel: turnover rate of nurses by gender, province, and type of medical institution [Internet]. Korean Statistical Information Service (KOSIS); 2020 [cited 2026 May 29]. Available from: https://kosis.kr/statHtml/statHtml.do?orgId=117&tblId=DT_117110_E013&conn_path=I2
- 11. Cheon H, Jeong SH, Kim HK, Chang HE. Effects of presenteeism on turnover intention in clinical nurses through the serial mediating roles of missed nursing care and job satisfaction: a cross-sectional predictive correlational study. Journal of Korean Academy of Nursing. 2025;55(4):584-597. https://doi.org/10.4040/jkan.25015
- 12. He Q, Zhang D, Cao S. Presenteeism and Chinese clinical nurses' turnover intention: the mediating role of frustration and job burnout. BMC Nursing. 2025;24(1):633. https://doi.org/10.1186/s12912-025-03234-2
- 13. Beklemis N, Harmanci Seren AK, Gilbreath B. Psychometrics of job stress-related presenteeism scale among Turkish nurses. Evaluation & the Health Professions. 2023;46(3):270-276. https://doi.org/10.1177/01632787231164377
- 14. Gilbreath B, Karimi L. Supervisor behavior and employee presenteeism. International Journal of Leadership Studies. 2012;7(1):114-131.
- 15. Pereira F, Querido A, Verloo H, Bieri M, Laranjeira C. Consequences of nurse presenteeism in Switzerland and Portugal and strategies to minimize it: a qualitative study. Healthcare. 2022;10(10):1871. https://doi.org/10.3390/healthcare10101871
- 16. Rainbow JG, Gilbreath B, Steege LM. How to know if you’re really there: an evaluation of measures for presenteeism in nursing. Journal of Occupational and Environmental Medicine. 2019;61(2):e25-e32. https://doi.org/10.1097/JOM.0000000000001506
- 17. Mathieu C, Gilbreath B. Measuring presenteeism from work stress: the Job Stress-Related Presenteeism Scale. Journal of Occupational and Environmental Medicine. 2023;65(3):210-216. https://doi.org/10.1097/JOM.0000000000002753
- 18. Kwon MJ, Choi ES. Presenteeism in clinical nurses: an integrative literature review. Korean Journal of Occupational Health Nursing. 2017;26(3):160-171. https://doi.org/10.5807/KJOHN.2017.26.3.160
- 19. Ning L, Jia H, Gao S, Liu M, Xu J, Ge S, et al. The mediating role of job satisfaction and presenteeism on the relationship between job stress and turnover intention among primary health care workers. International Journal for Equity in Health. 2023;22(1):155. https://doi.org/10.1186/s12939-023-01971-x
- 20. Kim JW, Yu JO. Impact of nurse’s occupational environment on presenteeism. Global Health and Nursing. 2020;10(2):79-88. https://doi.org/10.35144/GHN.2020.10.2.79
- 21. Ko YJ. Development and evaluation of nursing work environment scale of clinical nurses [master's thesis]. Hanyang University; 2019.
- 22. Lowe GS. High-quality healthcare workplaces: a vision and action plan. Hospital Quarterly. 2002;5(4):49-56. https://doi.org/10.12927/hcq..16509
- 23. Kim JO, Wee H. Effects of emotional labor, resilience, work environment on turnover intention of nurses in community emergency medical centers. Journal of Korean Society of Wellness. 2018;13(3):51-62. https://doi.org/10.21097/ksw.2018.08.13.3.51
- 24. Kim HW. Outcome variables of nursing work environment of hospital nurses: systematic review and meta-analysis [master's thesis]. Jeonbuk National University; 2023.
- 25. Lee SY, Lee MA. Effect of nursing practice environment on intent to leave in hospital nurses: focused on the mediating effect of reciprocity. Journal of Korean Academy of Nursing Administration. 2024;30(3):201-211. https://doi.org/10.11111/jkana.2024.30.3.201
- 26. Donley R. Health care reform: implications for staff development. Nursing Economics. 1994;12(2):71-74.
- 27. Lee BS, Koh HJ, Kwon YS, Kim CN, Park YS, Park JS, et al. Activities of head nurses and charge nurses in a general hospital. Nursing and Health Sciences. 2001;5(1):151-161.
- 28. Faul F, Erdfelder E, Buchner A, Lang AG. Statistical power analyses using G*Power 3.1: tests for correlation and regression analyses. Behavior Research Methods. 2009;41(4):1149-1160. https://doi.org/10.3758/BRM.41.4.1149
- 29. Kim H, Kim EG. A meta-analysis on predictors of turnover intention of hospital nurses in South Korea (2000-2020). Nursing Open. 2021;8(5):2406-2418. https://doi.org/10.1002/nop2.872
- 30. Cohen J. Statistical power analysis for the behavioral sciences. 2nd ed. Lawrence Erlbaum Associates; 1988.
- 31. Mobley WH. Employee turnover: causes, consequences, and control. Addison-Wesley; 1982.
- 32. Kim MR. Influential factors on turnover intention of nurses: the effect of nurse's organizational commitment and career commitment to turnover intention. Journal of Korean Academy of Nursing Administration. 2007;13(3):335-344.
- 33. Hayes AF. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: a regression-based approach. 3rd ed. The Guilford Press; 2022.
- 34. Lee IH. EasyFlow Statistics macro: Excel macro ver 1.8 [Internet]. StatEdu; 2020 [cited 2026 May 29]. Available from: https://doi.org/10.22934/StatEdu.2020.01
- 35. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. 5th ed. The Guilford Press; 2023.
- 36. Park JM, Shin NY. A convergence study on the relationships among job stress, resilience and turnover intention of new nurses in general hospital. Journal of the Korea Convergence Society. 2019;10(4):277-284. https://doi.org/10.15207/JKCS.2019.10.4.277
- 37. Chun BY, Song CS. A moderated mediation analysis of occupational stress, presenteeism, and turnover intention among occupational therapists in Korea. Journal of Occupational Health. 2020;62(1):e12153. https://doi.org/10.1002/1348-9585.12153
- 38. Karasek RA. Job demands, job decision latitude, and mental strain: implications for job redesign. Administrative Science Quarterly. 1979;24(2):285-308. https://doi.org/10.2307/2392498
