서 론
1. 연구의 필요성
자기주장이란 자신과 타인의 권리를 모두 존중하면서, 자신의 욕구나 생각 등을 솔직하게 표현하는 것이다[1]. 자기주장은 간호사에게 매우 중요한 능력이다. 먼저, 자기주장은 간호사의 업무성과와 환자 건강과 안전에 중요한 영향을 미친다[2]. 간호사는 비판적 사고 능력을 바탕으로 의사의 치료 방침을 면밀히 검토하고, 환자 안전과 치료 효과를 높이기 위해 필요한 간호를 제공하며 협력한다[3]. 따라서 간호사가 적절하게 자기주장적 의사소통을 하는 능력은 업무성과와 직결된다. 또한, 간호사의 자기주장은 간호사의 정신건강에도 영향을 미친다. 간호사가 자기주장을 잘 하지 못하는 경우 소진을 경험할 확률이 높고, 이직의도가 높아진다[2,4]. 따라서 간호사의 자기 주장을 높이는 것은 중요한 사안이라고 볼 수 있다.
인지행동치료(Cognitive Behavioral Therapy, CBT)는 인지행동이론에 기반하여 개인의 인지적 왜곡을 수정하여 정서나 행동 상의 문제를 해결하고자 하는 치료이다. 인지행동이론에 따르면 인지요인, 정서요인, 행동요인은 서로 밀접하게 관련되어 있고, 각 부분은 상호유기적이고 순환적인 관계를 형성한다[5]. 비합리적 신념은 비합리적 정서와 행동을 유발하는 경직되고 검증 불가한 비논리적 신념으로, 인지행동이론에서 인지요인에 해당하며, 비합리적 신념을 수정한 결과 자기주장이 증가했다는 연구들이 있었다[3,6].
한편 사회불안은 사회적 상황에 노출되는 것에 대한 두려움과 그에 따른 사회적 상황의 회피를 주요 특징으로 하는 정서요인으로, 사회불안이 높을수록 자기주장을 하지 못하였고[7] 사회불안을 중재한 결과 자기주장이 증가했다는 연구가 있었다[8]. 즉, 선행연구들을 살펴보았을 때 비합리적 신념이라는 인지요인, 사회불안이라는 정서요인이 자기주장이라는 행동요인에 상호적인 영향을 미친다는 가설을 세워볼 수 있다.
대부분의 선행연구들은 자기주장에 영향을 미치는 요인을 성별, 사회경제적 요인 등의 인구사회학적 변인으로만 단순 파악하거나[9,10], 병원조직의 위계로 인한 경직된 문화로 인해 간호사의 자기주장이 억제된다는 관점에서 해석하였다[2,11]. 또한 지금까지 간호사의 자기주장과 관련된 국내 연구들은 대부분 자존감이나 의사소통 능력과 같은 개인적 특성을 중심으로 자기주장 훈련의 긍정적 효과를 탐색하는 데 집중해왔다[3]. 기존의 중재 연구들 역시 주로 구체적인 주장 행동기술 또는 비합리적 신념을 중심으로 이루어졌으며, 자기주장에 영향을 미치는 정서적 요인에 대해서는 간략히 언급되거나 체계적인 접근이 부족한 실정이다[3,12].
특히, 인지행동이론의 이론적 틀을 기반으로 간호사의 자기 주장에 영향을 미치는 인지, 정서, 행동 간의 관계를 통합적으로 탐색한 연구는 매우 드물다. 이에 본 연구는 간호사의 정신 건강과 업무 수행, 더 나아가 환자 안전과 돌봄의 질에 영향을 줄 수 있는 핵심 개념인 자기주장을 보다 심층적으로 이해하고 자 하였다. 구체적으로는, 인지행동이론의 관점을 바탕으로 자기주장에 영향을 미치는 인지적 요인뿐만 아니라, 그동안 상대적으로 간과되어 온 정서적 요인인 사회불안을 통합적으로 분석함으로써, 간호사의 자기주장에 대한 보다 폭넓고 체계적인 지식기반을 마련하고자 하였다.
연 구 방 법
2. 연구대상
사회불안과 자기주장의 관련성을 살펴본 논문에서의 효과 크기(pearson’s r)는 0.6~0.75였고[13], 비합리적 신념과 자기 주장의 관련성을 살펴본 논문에서의 효과 크기는 0.10~0.39 (pearson’s r)였다[14]. 따라서 본 연구의 효과 크기는 중간 크기인 0.15로 정하였다. G*Power program으로 위계적 회귀분 석의 표본 수를 산출한 결과, 본 연구에서 분석하고자 하는 7개의 독립변인을(나이, 연차, 성별, 근무 병동, 자기주장 훈련 수료 여부, 비합리적 신념, 사회불안) 투입하여 위계적 회귀 분석 할 경우 효과 크기 0.15, 5% 유의수준과 80%의 검정력을 유지하기 위한 최소대상자는 94명이었는데 회수율 80%를 고려하여 총 118명으로 산출하였다.
3. 연구도구
1) 자기주장
본 연구에서는 Gerry가 개발하고[15], Begley와 Glacken이 수정한[16] 자기주장 태도 측정도구를 한국어로 번안한 한국어판 간호사를 위한 자기주장 측정도구(Korean Version of - Assertive Scale for Nurse, K-ASN)를 사용하였다[17]. 본 도구는 Likert 4점 척도이며(1~4점), 3개의 역문항을 포함한 22개 문항으로 구성되어 있다. 점수 범위는 22점부터 88점이며, 점수가 높을수록 간호사의 자기주장이 강한 것을 의미한다. 선행연구[17]에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .80이었으며, 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .83이었다.
2) 비합리적 신념
본 연구에서는 사회불안 및 사회공포증과 관련된 비합리적 신념의 정도를 평가하기 위해 Jo와 Won이[18] 개발한 역기능적 신념검사를 단축화한 단축판 역기능적 신념검사(Short Version of the Dysfunctional Beliefs Test, SDBT)를 사용하였다. 본 도구는 Likert 6점 척도이며(1~6점), 10개의 역문항을 포함한 36문항으로 구성되어 있다. 점수의 범위는 36~216으로, 점수가 높을수록 비합리적 신념이 높음을 의미한다. 선행연구[19]에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .91이었으며, 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .94였다.
3) 사회불안
본 연구에서는 타인과 만나고 대화하는 것, 이성 혹은 낯선 사람과 어울리는 것 등에 대한 불편감을 측정하는 사회적 상호작용 불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale, SIAS)[20]를 Kim [21]이 번안하고 타당화한 도구를 사용하였다. Likert 5점 척도(0~4점)이며, 5개의 역문항을 포함한 19문항으로 구성되어 있다. 점수는 최저 0점에서 최고 76점의 범위로, 점수가 높을수록 사회적 상호작용에서 불안을 많이 느끼는 것을 의미한다. 선행연구[22]에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .78이었으며, 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .95였다.
4. 자료수집
본 연구의 대상자는 서울 소재 3차병원인 A병원에 재직 중인 간호사로, 수간호사를 제외한 간호사를 대상으로 하였다. 제외기준은 10년차 이상 간호사와 휴직 또는 사직 상태인 간호사였다. 간호사는 경력 단계에 따라 직무 역할과 조직 내 권한 수준이 달라지며, 특히 10년 이상의 경우 관리 역할이나 교육 역할이 포함될 가능성이 높다. 또한 선행연구에 따르면 경력 증가에 따라 전문성 및 의사소통 능력이 안정화되기 때문에[23] 변수의 분산이 감소할 수 있다. 따라서 연구 변수의 동질성을 확보하고 경력에 따른 혼란변수를 최소화하기 위해 10년 이상 간호사는 연구대상에서 제외하였다. 본 연구의 자료수집은 2023년 8월 17일부터 2023년 8월 31일까지 진행되었다. 해당 병원 직원만 접근할 수 있는 온라인 자유게시판에 Google Form 기반의 온라인 설문지를 게시하였으며, 연구참여를 희망하는 간호사가 모바일 링크를 통해 설문에 응답할 수 있도록 하였다. 연구참여는 자발적 의사에 의해 이루어졌다. 설문 과정에서 개인을 식별할 수 있는 정보는 수집하지 않았으며, 모든 응답 내용은 비밀이 보장되고 수집된 자료는 연구목적으로만 사용됨을 안내하였다. 또한 개인 정보 보호를 위해 모든 자료는 코드화하여 수집하며, 의무 보관기간 경과 후 영구 폐기됨을 설명하였다. 설문지는 총 77문항이었고, 응답에 소요되는 시간은 15분이었다. 참여자에게는 4,000원 상당의 답례품을 제공하였다.
5. 자료분석
본 연구에서 수집된 자료는 R version 4.3.1을 사용하여 분석하였고, 구체적인 내용은 다음과 같다. 첫째, 대상자의 일반적 특성 및 주요 변수 특성은 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를 통해 산출하였다. 둘째, 인구사회학적 변인에 따른 자기주장 정도의 차이는 분산분석과 독립표본 t-검정을 통해 검정하였으며, 연속형 변수와의 관계는 Pearson 상관분석을 통해 분석하였다. 셋째, 대상자의 비합리적 신념 및 사회불안과 자기주장 정도와의 관계를 파악하기 위해 Pearson 상관분석을 수행하였다. 넷째, 대상자의 자기주장 예측 요인은 위계적 회귀분석을 이용하여 분석하였다.
6. 윤리적 고려
본 연구는 연구대상자 보호를 위해 A병원 생명윤리위원회의 심의 및 승인을 받아 진행하였다(IRB No. H-2307-120-1450). 자료수집 전 연구대상자에게 연구의 목적과 내용, 연구참여로 인한 위험과 이득을 충분히 설명하였다. 또한 설문 조사 중 언제든지 참여를 중단할 수 있으며, 참여 중단 시 불이익이 없고 익명성이 보장됨을 안내한 후 동의를 받았다. 대상자의 익명성을 보장하기 위해 설문지는 무기명으로 수집하였으며, 대상자는 일련번호로 코드화하여 자료를 처리하였다. 연구참여자에게는 소정의 답례품을 제공하였고, 이를 위해 필요한 연락처만 수집한 뒤 보상 지급 후 즉시 폐기하였다. 설문을 통해 수집된 자료는 연구자 외에는 접근할 수 없도록 암호화된 컴퓨터에 저장하여 개인정보 유출을 방지하였다.
연 구 결 과
1. 대상자의 일반적 특성 및 일반적 특성에 따른 자기 주장의 차이
연구대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 성별은 여성이 109명(92.4%)으로 대다수를 차지했으며, 평균 연령은 28.7세였다. 근무 병동은 Lee [24]의 분류기준을 참고하여 일반병동, 특수병동, 기타병동의 3그룹으로 분류하였으며, 특수병동 간호사란 환자의 증상에 따른 특별한 설비, 관리가 요구되는 병동으로, 중환자실, 마취과, 분만실, 응급실, 수술장, 정신과 병동, 신생아실, 인공신장실을 의미하였다[24]. 대상자들의 평균 근무 연차는 5.4년이었다. 자기주장 훈련을 수료했다고 응답한 대상자는 11명(9.3%)이었다. 일반적 특성에 따른 자기주장 정도의 차이를 분석하기에 앞서 Shapiro-Wilk 검정을 실시하여 정규성을 확인하였다. 그 결과 W값은 .98, p값은 .09로 나타나 전체 표본에서 자기주장 점수는 정규성을 충족하였으며, 이에 따라 모수 검정법을 적용하였다. 분석 결과, 나이, 연차, 성별, 근무 병동, 자기주장 훈련 수료 여부에 따른 자기주장 정도의 유의한 차이는 나타나지 않았다.
2. 대상자의 자기주장, 비합리적 신념, 사회불안 간의 관계
대상자의 자기주장, 비합리적 신념 및 사회 불안의 정도는 Table 2와 같다. 대상자의 자기주장은 평균 55.80±8.08점, 비합리적 신념은 평균 118.60±21.04점, 사회불안은 평균 30.06±13.85점 수준으로 나타났다. 자기주장, 비합리적 신념, 사회불안간의 상관관계를 Pearson 상관계수를 사용하여 분석한 결과, 자기 주장은 비합리적 신념과 강한 음의 상관관계(r=-.57, p<.001) 를 나타냈고, 사회불안과도 강한 정도의 음의 상관관계(r=-.56, p<.001)를 나타냈다. 비합리적 신념과 사회불안은 강한 양의 상관관계(r=.67, p<.001)를 나타냈다.
3. 자기주장 예측 요인
간호사의 자기주장을 예측하는 위계적 회귀분석의 결과는 Table 3과 같다. 자기주장을 종속변수로 한 위계적 선형 회귀분석의 1단계 모형에는 나이, 연차, 성별, 근무 병동, 자기주장 훈련여부를, 2단계 모형에는 비합리적 신념과 사회불안을 추가 투입하였다. 최종 모형인 모형 2에서의 분산팽창지수(VIF)의 범위가 1.03~2.35로, 5보다 작았으며, Durbin-Watson값은 2.16으로 다중 공선성의 문제가 없었다. 잔차의 가정을 검증한 결과 선형성, 등분산성, 오차항의 정규성의 가정을 충족시켰다. 통제변수인 인구 사회학적 특성만이 포함된 모형 1 에서는 모든 변수와 자기주장과 유의한 관계가 없었으며 유의한 모형이 아니었다(F=0.92, p=.089). 비합리적 신념과 사회불안이라 는 독립변수들이 포함된 모형 2 에서 나이, 연차, 성별, 근무 병동자기주장 훈련 여부를 통제한 상태에서 비합리적 신념과(β=-.36, p<.001), 사회불안(β=-.32 p<.001)이 자기주장과 유의 한 관계가 있었다. 한편 모형 2의 설명력은 38%였고(F=9.80, p<.001), 유의미하게 자기주장을 예측하지 못하는 모형 1보다 설명력이 증가하였다.
논 의
본 연구는 간호사의 자기주장, 비합리적 신념, 사회불안정도와 인구 사회학적 특징에 따른 자기주장 정도의 차이를 파악하며. 간호사의 비합리적인 신념과 사회불안이 자기주장에 미치는 영향을 탐색하기 위해 진행되었다.
본 연구에서 간호사는 중등도 이상의 비합리적 신념과 사회 불안을 경험하고 있었으며, 이는 간호 직무 특성과 관련된 인지, 정서적 부담을 반영하는 결과로 해석된다. 일본 간호사를 대상으로 한 선행연구[4]에서는 간호사에게서 나타나는 비합리적 신념이 ‘항상 완벽해야 한다’, ‘갈등 상황에서도 복종해야 한다’, ‘실수한 의료인은 직무를 떠나야 한다’ 등 직무 수행 및 역할 기대와 밀접하게 연관된 내용으로 보고되었다. 본 연구에서도 일반인을 대상으로 개발된 비합리적 신념 척도를 사용하였음에도 불구하고 간호사 집단에서 높은 수준의 비합리적 신념이 확인되었다. 이는 간호 직무 환경이 비합리적 신념의 형성과 유지에 영향을 미칠 가능성을 시사한다.
다양한 직업군을 대상으로 비합리적 신념을 살펴본 선행연구에 따르면, 직업군에 따라 비합리적 신념의 내용에 차이가 나타났다. 경쟁과 승자독식 문화가 두드러진 스포츠 환경에서는 선수들의 ‘파국화’, ‘낮은 좌절 인내성’, ‘강한 당위성’, ‘자기 비하’와 같은 비합리적 신념이 스포츠 불안 및 완벽주의와 관련된 것으로 보고되었다[25]. 한편 반복적이고 고강도의 민원 응대 상황에 장기간 노출되는 콜센터 직원의 경우, 비합리적 신념 중 ‘불확실성에 대한 인내력 부족’이 부정적 정서 조절에 악영향을 미쳐 정신건강을 저해하는 요인으로 작용하는 것으로 나타났다[26]. 이처럼 직업적 환경은 개인이 반복적으로 노출되는 맥락으로서 개인의 신념 형성에 영향을 미칠 수 있으며, 직업의 특성과 비합리적 신념의 내용 간에는 연관성이 존재하는 것으로 보인다. 따라서 향후 간호사 직무 특성을 반영한 비합리적 신념 측정도구를 개발하여, 보다 정확한 평가가 이루어질 필요가 있다.
본 연구에서 측정된 간호사의 사회불안은 중간 정도로 자기주장과 밀접한 관련 변수로 확인되었는데, 이는 의료 환경에서 간호사가 지속적으로 평가, 판단, 책임 상황에 노출되는 직무 특성상 사회적 위협을 지각하기 쉬운 집단임을 보고한 선행연구[27]의 결과와 맥을 같이한다. 연구결과, 나이, 연차, 성별, 근무 병동, 자기주장 훈련 수료여부에 따라 간호사의 자기주장 수준에 유의한 차이가 나타나지 않았다. 이는 나이와 연차가 증가할수록 자기주장이 향상된다고 보고한 Ndubuisi IF 등[9]의 연구와는 상반된 결과이며, 성별에 따른 자기주장 차이가 없다고 보고한 Oducado와 Montaño [10]의 연구와는 일치하는 결과이다. 이러한 혼재된 결과는 간호사의 자기주장이 인구사회학적 특성에 따라 일관되게 설명되기 어려운 개념임을 시사한다. 다만 본 연구는 표본 수의 제한과 편의표집이라는 방법론적 한계를 가지므로, 인구사회학적 변수의 효과가 충분히 검출되지 않았을 가능성을 배제할 수 없으며, 향후 보다 큰 표본과 다양한 임상 환경을 포함한 반복 연구를 통해 이러한 변수들의 영향력을 재검증할 필요가 있다.
본 연구에서는 인구사회학적 변인을 통제한 이후에도 비합리적 신념과 사회불안이 자기주장을 유의하게 예측하는 것으로 나타났다. 즉, 간호사의 자기주장이 개인의 나이나 경력보다는 직무 수행 과정에서 형성되는 인지, 정서적 요인과 더 밀접하게 관련되어 있음을 시사한다. 이는 간호사를 대상으로 비합리적 신념을 인지행동치료로 수정하였을 때 자기주장이 향상되었다고 보고한 선행연구들[3,6,28]과 일치하는 결과이다. 특히 합리적 신념이 정서적 고통을 낮추고 자기주장 행동을 증진시킨다는 구조방정식 연구결과[28]는 본 연구에서 확인된 비합리적 신념과 자기주장 간 관계를 이론적으로 지지한다.
간호사의 비합리적 신념은 의사와의 협업 과정에서 환자안전에 중요한 자기주장에 부정적인 영향을 미친다. 이는 ‘말해도 소용없다’, ‘관계가 훼손될 수 있다’, ‘불이익을 받을 수 있다’와 같은 신념으로 인해 간호사의 자기주장이 억제되기 때문이다[11]. 또한 의사와 간호사 간 위계적인 의사결정 구조가 존재하는 환경에서는[29] 간호사가 자신의 임상적 판단이 의사의 판단에 비해 가치가 낮거나 수용되지 않을 것이라고 인식할 가능성이 있다. 이러한 인식은 간호사가 환자의 최적의 임상 경로에서 벗어나는 상황을 인지하더라도 적극적으로 개입하지 못하고 방관하게 만들 수 있다.
또한 사회불안이 낮을수록 자기주장이 높아진다는 선행연구[7]와도 본 연구결과는 일관된 방향성을 보인다. 이는 기존의 자기주장 훈련이 주로 인지적 재구조화와 행동기술에 초점을 맞추어 왔던 것[3]과 달리, 사회불안을 직접 낮추는 중재를 병행할 필요성을 시사한다. 실제로 불안 감소 중재를 통해 자기주장이 향상되었다는 선행연구[8,30]는, 향후 간호사 자기주장 프로그램을 보다 효율적으로 설계할 수 있는 근거가 된다.
본 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 편의추출을 통하여 일개 병원에서 근무하는 간호사들을 대상으로 시행되었으며, 남성 간호사와 여성 간호사의 표본 수 및 병동의 표본 수가 큰 차이가 나기에 전체 간호사에게 이 결과를 일반화하기에는 어려움이 있다. 따라서 추후 연구 시 할당 표집 등을 고려하는 것이 필요해 보인다. 둘째, 본 연구는 횡단적 서술연구로 특정한 한 시점에 변수들을 동시에 측정한 연구이기에 주요 변수 간 인과관계를 정의하기에는 부족하다.
본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 간호사의 자기주장, 비합리적 신념, 사회불안 간의 관계를 인지행동이론에 기반하여 통합적으로 탐색한 점에서 이론적, 실무적으로 모두 높은 의의를 지닌다. 특히 간호사의 자기주장에 영향을 미치는 인지적 요인뿐만 아니라, 그동안 연구에서 상대적으로 간과되어 온 정서적 요인인 사회불안의 역할을 동시에 규명함으로써, 기존 연구들과 차별된다. 둘째, 위계적 회귀 분석을 통해 자기주장에 영향을 미치는 요인들을 통계적으로 분석하여 자기주장에 대한 심층적 이해를 도모하고자 하였다. 마지막으로, 해당 연구를 통해 획득된 지식은, 간호사 자기주장 훈련을 고안하는데 기초자료로 쓰일 수 있을 것이다. 효과적인 자기주장 훈련 프로그램을 개발하여 간호사에게 적용한다면 간호사의 자기주장 역량 향상을 통해 환자에게 질 높은 간호 제공이 가능해질 것이며, 나아가 병원 조직의 효율성 향상, 간호사들의 정신건강 증진 및 이직률 감소에 기여할 것으로 기대된다.
결 론
간호사에게 환자안전을 위한 발언 행동으로 대표되는 자기주장은 매우 중요한 능력이다. 또한 간호사의 정신건강 및 이직 의도와도 밀접한 관련이 있는 것으로 보고되고 있다. 따라서 본 연구결과는 간호사의 자기주장훈련을 설계하는 과정에서 그 방향성을 재검토할 필요가 있음을 시사한다. 그동안의 자기주장훈련이 주로 인지적 요인에 집중하며 정서 요인의 중요성은 간과되어왔다. 그러나 본 연구결과를 고려할 때, 사회불안이라는 정서요인 또한 비중있게 다루어질 필요가 있다. 사회불안을 감소시키기 위한 전략으로는 이완요법 등 다양한 정서 조절 기법이 활용되고 있으므로, 이러한 접근을 자기주장훈련 프로그램에 포함하는 것이 고려될 수 있다. 한편, 기존 연구들은 주로 자기주장훈련의 효과를 검증하는 데 초점을 두어 왔으며, 간호사의 자기주장에 영향을 미치는 요인을 탐색한 연구는 상대적으로 부족한 실정이다. 따라서 본 연구결과를 기반으로 간호사의 자기주장에 영향을 미치는 요인을 보다 심층적으로 규명하는 후속 연구가 필요할 것이다.
PDF Links
PubReader
ePub Link
XML Download
Full text via DOI
Download Citation
