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문제 정의
- 설문조사 당시 휴직 중이거나 설문 응답을 중도에 포기한 34부의 자료를 제외하고 최종 326명의 자료를 탐색적 요인분석에 사용하였다. 또한 검사-재검사의 표본 크기는 50명 이상을 권장하고 많을수록 좋다고 하므로[14] 본 연구에서 정확도를 높이기 위해 200명을 목표로 하였다. 재검사 대상자는 1차 조사에서 2차 조사에 자발적으로 참여의사를 밝힌 대상자이며, 온라인 설문조사를 하였으며, 재검사에 응답하지 않은 27명을 제외하고 최종 173명의 자료를 분석하였다.
- 81이었다. 문화적 공감은 문화역량과 정적 상관관계가 있다는 연구결과[17]에 의해 본 도구의 수렴타당도의 검정을 위해 선정하였다.
- 본 연구는 국내에서 다문화대상자를 돌보는 간호사의 문화간호역량을 측정하기 위한 도구를 개발한 것으로 이 도구의 타당도, 신뢰도 검정 결과를 중심으로 논의하고자 한다.
- 본 연구는 다문화 대상자를 간호하는 국내 간호사들의 문화간호 역량을 측정하기 위해 한국의 실정에 맞는 문화간호역량 측정도구를 개발하고 그 도구의 타당도와 신뢰도를 검정하는 것이다. 문화간호역량 측정도구는 내용타당도, 구성타당도, 수렴과 판별타당도를 확인하였고, 내적일관성 신뢰도와 검사-재검사를 통해 도구의 안정성을 확인하였다.
- 본 연구는 문화간호역량 측정도구를 개발하고, 개발된 도구의 타당도와 신뢰도를 검정하기 위한 방법론적 연구이다.
- 이에 간호사의 다문화 대상자 간호 경험을 바탕으로 문화간호역량 측정도구를 개발하고, 도구의 신뢰도와 타당도를 평가하고자 하였다. 본 연구에서 개발된 도구는 다문화 대상자를 돌보아야 할 국내 간호사의 문화간호역량 수준을 평가하고 향상시키기 위한 강화교육의 기초자료로 활용되고자 한다.
- Purnell [12]은 문화역량 모형에서 글로벌사회, 지역사회, 가족, 개인, 미지의 영역으로 점차 축소되는 영역이 존재하며, 개인영역에 12개 문화영역을 설명하였다. 본 연구에서 문화간호역량은 Purnell [12]이 제시한 개인의 문화영역인 의사소통, 가족의 역할과 조직, 근무여건, 문화생태, 고위험 건강행위, 영양, 장례 의식, 영성, 건강관리행위, 건강관리제공자에 대한 대상자의 문화적 특성과 일치하는 방식으로 간호를 적용하는 것이다.
- 본 연구에서는 문화간호역량 도구의 Cronbach’s ⍺로 내적일관성 신뢰도를 검정하였다.
- 본 연구의 목적은 간호사의 문화간호역량 측정도구를 개발하고 타당도와 신뢰도를 평가하는 것이다. 구체적인 목적은 첫째, 개발된 도구의 내용타당도, 구성타당도, 수렴타당도, 판별 타당도를 검정한다.
- 본 연구의 문화간호역량 측정도구는 널리 알려진 문화역량모형을 도구개발의 기틀로 하였으며, 기존 문화간호역량 측정 도구와 문헌고찰, 그리고 한국의 현실을 반영하기 위해 다문화 대상자 간호 경험이 있는 간호사들과의 심층 면담, 현직 다문화 간호사의 내용타당도 검정과 같은 일련의 과정을 통해 간호사의 문화간호역량의 내용타당도를 높이고자 노력하였다. 그 결과 I-CVI와 S-CVI/Ave가 모두 기준 이상으로 나타나 내용타당도를 확보했다[19].
- 본 연구자들은 Purnell [12]의 문화역량 모형이 개인의 다양한 문화적 가치관, 신념, 실행을 결정하는 문화적 특성을 반영하는 문화적 구성요소를 포함하므로 이 모형의 개인의 문화영역을 기반으로 국내 문화간호 현실을 반영한 도구를 개발할 필요가 있다고 사료되었다. 이에 간호사의 다문화 대상자 간호 경험을 바탕으로 문화간호역량 측정도구를 개발하고, 도구의 신뢰도와 타당도를 평가하고자 하였다. 본 연구에서 개발된 도구는 다문화 대상자를 돌보아야 할 국내 간호사의 문화간호역량 수준을 평가하고 향상시키기 위한 강화교육의 기초자료로 활용되고자 한다.
제안 방법
- 설문 문항에 응답을 마친 후, 2~3주 후에 오프라인과 온라인으로 재조사에 동의한 자에게는 핸드폰 전화번호를 적도록 하여 1차 응답자와 재조사 응답자 짝짓기를 위한 고유번호로 사용하였고, 1차 조사와 같이 오프라인이나 온라인 설문지를 보내어 응답하게 하였다. 1차와 2차 설문조사를 각각 마친 후에 모든 대상자에게 온라인과 오프라인으로 소정의 답례품(5천원 상당)을 제공하였다.
- 내용 타당도는 한국 임상현장에서의 문화간호 내용에 대한 예비문항의 적절성과 하부영역별 문항의 대표성 및 충분성 측면을 검토하였다. 5명의 국내외 간호사로 구성된 전문가의 내용타당도는 문항수준의 내용타당도지수(Item-level Content Validity Index, I-CVI)와 척도수준의 내용타당도지수의 평균(Scale-level Content Validity Index, Averaging, S-CVI/Ave)을 검정하였다. I-CVI는 각 문항에 대해 ‘타당함’과 ‘매우 타당함’으로 평가한 전문가의 비율이 .
- 50 이상의 상관계수를 나타낸 문항은 23개였으며, 문항 2개가 한 개의 요인을 구성한 문항도 있었다. 공통성과 패턴행렬의 회귀계수, 구조행렬에서 상관계수, 요인구성 문항 수, 요인의 해석가능성, 문항의 중요도를 고려하면서 반복적으로 탐색적 요인분석을 하면서 12개 문항(7, 9, 10, 22, 26, 30, 31,32, 33, 34, 35, 36번)을 제거하였다. 최종 7요인 35문항의 탐색적 요인분석 결과, 패턴행렬에서 문항의 회귀계수는 .
- 본 연구의 목적은 간호사의 문화간호역량 측정도구를 개발하고 타당도와 신뢰도를 평가하는 것이다. 구체적인 목적은 첫째, 개발된 도구의 내용타당도, 구성타당도, 수렴타당도, 판별 타당도를 검정한다. 둘째, 내적일관성 신뢰도와 검사-재검사 신뢰도를 검정한다.
- 먼저, 간호사 대상으로 개발된 문화간호역량 관련 도구 30개를 찾아 각 도구의 하부 영역, 총 112개를 Purnell [12]의 문화역량 모형에서 제시하는 12개 하부영역(개요와 전통, 의사소통, 가족의 역할과 조직, 근무여건, 문화생태, 고위험 건강행위, 영양, 임신, 장례 의식, 영성, 건강관리행위, 건강관리제공자)에 따라 분류하였다. 그리고 Purnell [12]의 문화역량 모형의 12개 하부영역마다 인지와 행동 영역을 고려하여 간호사 면담자료에서 추출한 266개의 의미 있는 진술을 문항으로 제작하였다. 측정은 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’의 1점에서 5점 Likert 척도로 하였다.
- 또한 검사-재검사 신뢰도는 완전일치 검정을 위해 급내 상관계수(Intraclass Correlation Coefficient, ICC), 개인 점수의 정확도를 판단하기 위해 측정의 표준오차(Standard Error of Measurement, SEM), 최소 감지변화(Smallest Detectable Change, SDC)를 사용하였다. 급내 상관계수는 단일차원 변량 모형으로 단일측도를 확인하여 동일인의 반복 측정점수들의 상관계수와 95% 신뢰구간을 구하였다. 측정의 표준오차는 관찰점수로 진점수를 추정할 때 생기는 오차를 구하기 위해 관찰점수의 표준편차(SD)와 급내 상관계수의 오차변량의 제곱근을 사용하였다(SD × \(\sqrt{1-I C C} \)).
- 구체적인 목적은 첫째, 개발된 도구의 내용타당도, 구성타당도, 수렴타당도, 판별 타당도를 검정한다. 둘째, 내적일관성 신뢰도와 검사-재검사 신뢰도를 검정한다.
- ’)을 삭제하였다. 따라서 9개의 하부영역에 따라 기존 문헌의 자료와 면담 자료를 활용하여 초기 53개의 예비 문항을 개발하였다.
- 또한 전체 문항과 각 요인 간의 상관계수를 통해서 요인의 수렴 타당도를, 요인 간 상관계수 검정, AVE와 AVE값과 요인 간 상관계수의 제곱값 비교를 통해 요인의 수렴과 판별타당도를 확인하였다. 따라서 문화간호역량에 대한 이론적 구성요인에 대한 타당성을 경험적 검정을 통해 확보하였다.
- 90이었다. 또한 다른 5개 문항은 I-CVI가 .80 이상이었지만 전문가 의견에 따라 의미 전달이 쉽게 수정한 후 국문학자 1인의 검토를 받아 문장부호와 띄어쓰기, 단어를 수정하여 명확하고 자연스럽게 의미가 전달되도록 하였다. 문화간호 경험을 가진 간호사의 인지적 타당도 평가 의견대로 중복된 의미를 가진 2개의 문항을 하나의 문항으로 수정하고, 최종적으로 연구자들의 종합적 검토를 거쳐 47개의 예비 문항을 선정하였다.
- 또한 본 연구에서 ICC, SEM, SDC로 안정성 신뢰도인 검사재검사 신뢰도를 검정하였다. 본 연구에서 모든 하부 영역의 ICC는 Cicchetti [22]의 기준에 따르면 적당한(fair)에서 좋은(good) 수준이었다.
- 대상자의 ‘건강간호실무’ 영역은 대상자의 건강관리 신념과 행태에 맞는 간호사의 간호에 대한 문항들로 의사소통, 문화생태, 식생활 등 다른 영역의 대상자의 건강행위에 맞는 간호제공과 관련성이 높아 삭제되었다. 또한 본 연구에서 탐색적 요인분석을 한 결과, 패턴행렬로 문항의 수렴타당도를, 구조행렬로 문항의 판별타당도를 검정하였다. 또한 전체 문항과 각 요인 간의 상관계수를 통해서 요인의 수렴 타당도를, 요인 간 상관계수 검정, AVE와 AVE값과 요인 간 상관계수의 제곱값 비교를 통해 요인의 수렴과 판별타당도를 확인하였다.
- 서울특별시, 부산광역시, 대구광역시, 인천광역시와 경기도, 강원도, 충청도, 경상도에 소재하고 있는 의료기관 간호사 15명을 연구보조원으로 활용하여 대상자를 눈덩이 굴리기 식으로 편의 추출하였다. 먼저 연구보조원에게 연구와 조사절차에 대해 설명하였고, 연구보조원이 대상자로부터 자료를 수집할 때 사전에 연구에 대한 설명을 하고 구두 동의한 자에게 오프라인으로 설문지를 배부하거나 소셜 네트워크 서비스(social network service)를 통해 온라인으로 설문조사 주소를 보내게 하였다. 설문조사 시작 전에 대상자는 연구 설명문을 읽은 후 동의서에 서명을 하였으며, 이후 설문문항이 제시되도록 오프라인 설문지와 온라인 설문지를 고안하였다.
- 먼저, 간호사 대상으로 개발된 문화간호역량 관련 도구 30개를 찾아 각 도구의 하부 영역, 총 112개를 Purnell [12]의 문화역량 모형에서 제시하는 12개 하부영역(개요와 전통, 의사소통, 가족의 역할과 조직, 근무여건, 문화생태, 고위험 건강행위, 영양, 임신, 장례 의식, 영성, 건강관리행위, 건강관리제공자)에 따라 분류하였다. 그리고 Purnell [12]의 문화역량 모형의 12개 하부영역마다 인지와 행동 영역을 고려하여 간호사 면담자료에서 추출한 266개의 의미 있는 진술을 문항으로 제작하였다.
- 면담은 2016년 9월 26일부터 2016년 10월 29일까지 진행하였다. 면담은 연구자 3명이 직접 일대일 면대면으로 평균 47분이 소요되었고, 1~2차에 걸쳐 면담을 하였다. 참여자는 국내 병원, 종합병원, 상급종합병원과 조산원에서 다문화대상자 간호 경험이 풍부한 간호사로 지인을 통해 소개받았다.
- 80 이상이었지만 전문가 의견에 따라 의미 전달이 쉽게 수정한 후 국문학자 1인의 검토를 받아 문장부호와 띄어쓰기, 단어를 수정하여 명확하고 자연스럽게 의미가 전달되도록 하였다. 문화간호 경험을 가진 간호사의 인지적 타당도 평가 의견대로 중복된 의미를 가진 2개의 문항을 하나의 문항으로 수정하고, 최종적으로 연구자들의 종합적 검토를 거쳐 47개의 예비 문항을 선정하였다.
- 기존의 측정도구는 타당도 검정이 충분하지 않고 일반화하는데 제한이 있었으며, 잘 구성된 모델이나 이론적 개념을 활용하지 못하였거나, 문항수가 너무 많아 복잡하고 시간 소모적이었다[29]. 반면에 본 연구에서 개발한 측정도구는 문화역량모형의 구성요인을 활용하였고, 다양한 타당도와 내적일관성과 안정성 신뢰도를 검정하였으며, 적절한 문항수를 가진 도구라고 사료된다. 또한 본 도구는 기존의 도구에서는 평가하지 못한 간호사의 문화간호에 대한 역량강화와 중개의 측면을 포함하고 있다.
- 본 연구에서 1요인은 ‘문화생태와 가족’으로 문화에 따라 생태학적 차이를 고려한 간호와 가족의 목표와 가족역할 확인, 고위험 건강 행위에 대한 문항으로 구성되었다.
- 본 연구에서 개발된 문화간호역량 측정도구는 다른 측정도구와의 상관관계를 검정하여 수렴타당도를 확보하였다. 국내에서 다문화 간호역량에 대한 연구가 오래되지 않았고, 개발된 측정도구도 소수이며 많이 사용되지 않아 준거타당도를 검정하기 위한 황금표준이 되는 측정도구를 찾기 어려웠다.
- 설문조사 시작 전에 대상자는 연구 설명문을 읽은 후 동의서에 서명을 하였으며, 이후 설문문항이 제시되도록 오프라인 설문지와 온라인 설문지를 고안하였다. 설문 문항에 응답을 마친 후, 2~3주 후에 오프라인과 온라인으로 재조사에 동의한 자에게는 핸드폰 전화번호를 적도록 하여 1차 응답자와 재조사 응답자 짝짓기를 위한 고유번호로 사용하였고, 1차 조사와 같이 오프라인이나 온라인 설문지를 보내어 응답하게 하였다. 1차와 2차 설문조사를 각각 마친 후에 모든 대상자에게 온라인과 오프라인으로 소정의 답례품(5천원 상당)을 제공하였다.
- 먼저 연구보조원에게 연구와 조사절차에 대해 설명하였고, 연구보조원이 대상자로부터 자료를 수집할 때 사전에 연구에 대한 설명을 하고 구두 동의한 자에게 오프라인으로 설문지를 배부하거나 소셜 네트워크 서비스(social network service)를 통해 온라인으로 설문조사 주소를 보내게 하였다. 설문조사 시작 전에 대상자는 연구 설명문을 읽은 후 동의서에 서명을 하였으며, 이후 설문문항이 제시되도록 오프라인 설문지와 온라인 설문지를 고안하였다. 설문 문항에 응답을 마친 후, 2~3주 후에 오프라인과 온라인으로 재조사에 동의한 자에게는 핸드폰 전화번호를 적도록 하여 1차 응답자와 재조사 응답자 짝짓기를 위한 고유번호로 사용하였고, 1차 조사와 같이 오프라인이나 온라인 설문지를 보내어 응답하게 하였다.
- 90 이상이면 적절하다[19]. 수정된 예비문항은 국문학자 1인에게 검토를 받았고, 문화간호 경험이 있는 현직 간호사 6명에게 직접 문항을 하나씩 읽게 하고 문항의 의미를 말하게 하여 가독성과 이해도를 파악하는 인지적 타당도(cognitive validity)를 평가한 후 연구자들이 최종 예비문항을 선정하였다.
- 78 미만인 문항은 7개였다. 연구자들이 문항을 검토하면서 간호사 전문가그룹의 내용타당도 I-CVI .78 미만이면서 의미가 중복된 문항 5개를 삭제하였고, 2개 문항은 연구자들이 중요하다고 판단하여 삭제하지 않았다. 53개 문항의 S-CVI/Ave는 .
- 예비문항을 개발하기 위해 Purnell [12]의 문화역량 모형을 기반으로 하였고, 기존의 도구들을 검색하고 문헌고찰을 하였으며, 다문화 대상자를 최소 3년 이상 간호한 경험이 있는 자로 이들을 간호한 경험이 많은 간호사 7명을 심층 면담하여 그 자료를 분석하였다.
- 이후 국내에서 다문화 간호 경험이 있는 간호사 3명과 해외에서 다문화 간호 경험이 있는 간호사 2명이 내용타당도를 검토하였다. 내용타당도를 검토한 전문가는 평균 43.
- 2년이었다. 자료분석은 Colaizzi [18]의 방법을 이용하였고, 면담에 참여한 연구자이며 질적 분석을 다수 경험한 자로서 1명이 분석하였으며, 면담에 참여한 다른 1명은 원 자료를 다시 검토하면서 분석된 자료를 재검토하였다. 최종 10개의 하부범주를 도출하였다.
- 의사소통과 평등성은 간호사들에게 문화간호역량 차원에서 중요하게 인지하고 보다 잘 알려진 반면, 장례 의식, 영성, 식생활은 대상자의 문화적 배경에 따라 다양성의 폭이 크기 때문에 안정적인 응답을 하지 못했을 것으로 생각된다. 한편 본 연구는 재조사 일정상 정확하게 모두 같은 간격을 두고 측정할 수가 없어서 2~3주 간격으로 측정하였다. 그러므로 응답자간 간격의 차이가 크기 때문에 검사-재검사 신뢰도가 다소 낮았을 수 있다.
대상 데이터
- 그리고 수습기간에 근무하는 3개월 미만의 근무경력자는 제외하였다. 구성타당도 검증을 위한 탐색적 요인분석에서 표본크기는 200~400명이면 적당하다는 근거에[13] 준하고, 탐색적 요인분석 결과를 안정적으로 얻기 위해 대상자 수를 300명으로 하고, 20%의 탈락 가능성을 고려하여 최종 360명으로 결정하였다. 설문조사 당시 휴직 중이거나 설문 응답을 중도에 포기한 34부의 자료를 제외하고 최종 326명의 자료를 탐색적 요인분석에 사용하였다.
- 면담은 2016년 9월 26일부터 2016년 10월 29일까지 진행하였다. 면담은 연구자 3명이 직접 일대일 면대면으로 평균 47분이 소요되었고, 1~2차에 걸쳐 면담을 하였다.
- 본 연구의 대상자는 현재 병원, 종합병원, 상급종합병원과 조산원에서 근무하고 있고, 다문화 대상자를 간호한 경험이 있는 간호사이다. 그리고 수습기간에 근무하는 3개월 미만의 근무경력자는 제외하였다.
- 본 연구의 자료수집기간은 2017년 2월 13일부터 2017년 4월 3일까지였다. 조사 대상은 병원, 종합병원, 상급종합병원과 조산원에서 3개월 이상 근무를 하고 있고, 다문화 대상자를 간호한 경험이 있는 간호사였다.
- 조사 대상은 병원, 종합병원, 상급종합병원과 조산원에서 3개월 이상 근무를 하고 있고, 다문화 대상자를 간호한 경험이 있는 간호사였다. 서울특별시, 부산광역시, 대구광역시, 인천광역시와 경기도, 강원도, 충청도, 경상도에 소재하고 있는 의료기관 간호사 15명을 연구보조원으로 활용하여 대상자를 눈덩이 굴리기 식으로 편의 추출하였다. 먼저 연구보조원에게 연구와 조사절차에 대해 설명하였고, 연구보조원이 대상자로부터 자료를 수집할 때 사전에 연구에 대한 설명을 하고 구두 동의한 자에게 오프라인으로 설문지를 배부하거나 소셜 네트워크 서비스(social network service)를 통해 온라인으로 설문조사 주소를 보내게 하였다.
- 구성타당도 검증을 위한 탐색적 요인분석에서 표본크기는 200~400명이면 적당하다는 근거에[13] 준하고, 탐색적 요인분석 결과를 안정적으로 얻기 위해 대상자 수를 300명으로 하고, 20%의 탈락 가능성을 고려하여 최종 360명으로 결정하였다. 설문조사 당시 휴직 중이거나 설문 응답을 중도에 포기한 34부의 자료를 제외하고 최종 326명의 자료를 탐색적 요인분석에 사용하였다. 또한 검사-재검사의 표본 크기는 50명 이상을 권장하고 많을수록 좋다고 하므로[14] 본 연구에서 정확도를 높이기 위해 200명을 목표로 하였다.
- 예비 조사 기간은 2017년 1월 19일부터 1월 27일까지였고, 본 도구의 적용 대상자와 동일한 특성인 임상경력이 있고 다문화 간호 경험이 있는 현직 간호사 24명에게 실시하였다. 문항의 이해도를 ‘전혀 이해가 되지 않는다’(1점)에서 ‘매우 이해가 잘 된다’(4점)로 평가 결과의 평균은 2.
- 또한 검사-재검사의 표본 크기는 50명 이상을 권장하고 많을수록 좋다고 하므로[14] 본 연구에서 정확도를 높이기 위해 200명을 목표로 하였다. 재검사 대상자는 1차 조사에서 2차 조사에 자발적으로 참여의사를 밝힌 대상자이며, 온라인 설문조사를 하였으며, 재검사에 응답하지 않은 27명을 제외하고 최종 173명의 자료를 분석하였다.
- 본 연구의 자료수집기간은 2017년 2월 13일부터 2017년 4월 3일까지였다. 조사 대상은 병원, 종합병원, 상급종합병원과 조산원에서 3개월 이상 근무를 하고 있고, 다문화 대상자를 간호한 경험이 있는 간호사였다. 서울특별시, 부산광역시, 대구광역시, 인천광역시와 경기도, 강원도, 충청도, 경상도에 소재하고 있는 의료기관 간호사 15명을 연구보조원으로 활용하여 대상자를 눈덩이 굴리기 식으로 편의 추출하였다.
데이터처리
- 구성타당도를 확인하기 위해 탐색적 요인분석으로 주축요인분석방법과 요인 간 상관성으로 인해 promax 회전을 사용하였다. Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) 검정과 Bartlett구형성 검정을 하여 요인분석을 위한 표본의 적절성을 확인하였다. 본 연구에서 요인추출을 위한 문항선별 기준은 요인적재 값 1 초과, 공통성 .
- 0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 구성타당도를 확인하기 위해 탐색적 요인분석으로 주축요인분석방법과 요인 간 상관성으로 인해 promax 회전을 사용하였다. Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) 검정과 Bartlett구형성 검정을 하여 요인분석을 위한 표본의 적절성을 확인하였다.
- 내용타당도를 거쳐 선정된 47개의 예비문항을 주축요인분석, promax회전을 적용하여 탐색적 요인분석을 시행하였다. KMO값은 .
- 70 이상을 기준으로 하였다. 또한 검사-재검사 신뢰도는 완전일치 검정을 위해 급내 상관계수(Intraclass Correlation Coefficient, ICC), 개인 점수의 정확도를 판단하기 위해 측정의 표준오차(Standard Error of Measurement, SEM), 최소 감지변화(Smallest Detectable Change, SDC)를 사용하였다. 급내 상관계수는 단일차원 변량 모형으로 단일측도를 확인하여 동일인의 반복 측정점수들의 상관계수와 95% 신뢰구간을 구하였다.
- 80 미만을 기준으로 판별타당도를 검정하였다[21]. 또한 수렴타당도를 확인하기 위해 각 요인에 해당되는 문항들에 의해 설명된 각 요인의 평균변량인 평균분산추출지수(Average Variance Extracted, AVE)가 .50 이상인지를 확인하였고, 판별타당도 분석을 위해 각 요인의 AVE값과 요인의 상관계수의 제곱값을 비교하여 AVE값이 상관계수의 제곱값보다 큰지를 확인하였다.
- 또한 본 연구에서 탐색적 요인분석을 한 결과, 패턴행렬로 문항의 수렴타당도를, 구조행렬로 문항의 판별타당도를 검정하였다. 또한 전체 문항과 각 요인 간의 상관계수를 통해서 요인의 수렴 타당도를, 요인 간 상관계수 검정, AVE와 AVE값과 요인 간 상관계수의 제곱값 비교를 통해 요인의 수렴과 판별타당도를 확인하였다. 따라서 문화간호역량에 대한 이론적 구성요인에 대한 타당성을 경험적 검정을 통해 확보하였다.
- 40 이상인지를 확인하여 문항의 수렴타당도를 검정하였다. 수렴타당도 분석을 위해 범문화적 효능감, 문화적 공감과의 Pearson의 상관계수를 사용하였다. 그리고 요인들 간의 Pearson의 상관계수가 .
- 신뢰도 검정은 내적 일관성을 확인하기 위해 Cronbach’s⍺ 상관계수와 95% 신뢰구간을 구하였다.
- 측정의 표준오차는 관찰점수로 진점수를 추정할 때 생기는 오차를 구하기 위해 관찰점수의 표준편차(SD)와 급내 상관계수의 오차변량의 제곱근을 사용하였다(SD × \(\sqrt{1-I C C} \)).
이론/모형
- 문화적 공감은 Wang, Davidson, Yakushko, Savoy, Tan,Bleier [15]가 개발하고 Kim [16]이 국문으로 번안한 한국어판 문화적 공감 척도(Scale of Ethnocultural Empathy, SEE)이며, Wang과 Kim에게 도구 사용에 대한 승인을 받았다. 이 도구는 전체 31문항이며, 각 문항은 ‘전혀 동의하지 않는다’에서 ‘매우 동의한다’의 5점 Likert 척도로 점수가 높을수록 문화적 공감이 높음을 의미한다.
- 구성타당도는 이론적 근거를 모아 구성요인에 대한 가설을 설정한 후 검정(test)을 통해 심리측정(psychometric) 증거를 확보하는 것이다. 본 연구는 국내에서 처음으로 Purnell의 문화역량모형을 사용하였다. 이론적 모형은 장소, 시간, 대상자에 따라 적합 또는 부적합하거나 수정될 수 있다.
성능/효과
- KMO값은 .94로 기준치인 .80 이상이었으며, Bartlett의 구형성 검정결과 근사 x2값이 9,419.22 (자유도 1,081, p<.001)로 적합한 것으로 나타났다.
- 80)였다. SEM은 전체 문항이 0.20이었고, 하부영역은 최하 0.20에서 최대 0.44였으며, 전체 문항의 95% SDC는 0.56이었고, 하부영역은 최소 0.75,최대 1.21이었다(Table 5).
- 또한 SEM, SDC가 가장 낮은 하부 영역은‘의사소통’과 ‘평등성’으로 가장 안정성이 높았고, SEM, SDC가 가장 높은 하부 영역은 ‘장례 의식’, ‘영성’, ‘식생활’ 순으로 안정성이 낮았다.
- 70 이상으로 수렴타당도를 확인하였다. 또한 모든 요인의 AVE값은 요인 간 상관계수의 제곱값보다 모두 큰 것으로 나타나 판별타당도를 확인하였다.
- 마지막으로 본 연구에서 문화간호역량 도구는 탐색적 요인분석에서 7요인 35문항으로 54.11%의 설명변량을 나타냈다. Chae와 Lee [9]의 문화적 역량 측정도구는 4요인 33문항으로 53.
- 본 연구는 다문화 대상자를 간호하는 국내 간호사들의 문화간호 역량을 측정하기 위해 한국의 실정에 맞는 문화간호역량 측정도구를 개발하고 그 도구의 타당도와 신뢰도를 검정하는 것이다. 문화간호역량 측정도구는 내용타당도, 구성타당도, 수렴과 판별타당도를 확인하였고, 내적일관성 신뢰도와 검사-재검사를 통해 도구의 안정성을 확인하였다.
- 본 연구도구 전체문항의 Cronbach’s ⍺ (95% CI)는 .94 (.93~.95)이었고, 하부요인은 최소 .77 (.73~.81)에서 최대 .90 (.88~.91)이었다(Table 5).
- Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) 검정과 Bartlett구형성 검정을 하여 요인분석을 위한 표본의 적절성을 확인하였다. 본 연구에서 요인추출을 위한 문항선별 기준은 요인적재 값 1 초과, 공통성 .30 이상, 패턴 행렬에서 회귀계수 0.4 이상, 구조 행렬에서 동시에 여러 요인에서 상관계수 0.5 미만으로 분포하는 것이었다[20]. 그리고 문항분석은 문항의 평균과 표준편차, 표준오차, 왜도와 첨도를 확인하였고, 문항-총점(하부요인) 간 상관관계(Item-Total Correlation, ITC) .
- 본 측정도구에서 간호사의 역량강화는 ‘경험’을 통해 강화한다는 문항이 있는데 본 연구의 간호사들 중에 대학에서 다문화 교육을 받지 못한 자가 69.3%, 근무기관에서 다문화 교육을 받지 못한 자가 93.6%였고, 이와 같은 간호사의 다문화 교육 부족의 현상은 본 연구의 질적 면담 내용에서도 나타났다.
- 국내에서 다문화 간호역량에 대한 연구가 오래되지 않았고, 개발된 측정도구도 소수이며 많이 사용되지 않아 준거타당도를 검정하기 위한 황금표준이 되는 측정도구를 찾기 어려웠다. 비록 본 연구에서 사용한 범문화효능감[10], 문화적 공감[15] 측정도구는 황금표준이 되는 도구는 아니지만, 유사한 개념과 연관된 개념과의 경험적 관련성을 검정함으로써 본 연구에서 개발한 측정도구가 개발하고자 한 개념의 속성을 포함하고 있다는 것을 확인할 수 있었다.
- 05점의 분포로 극단값을 갖는 문항을 없었다. 왜도는 -0.75~0.16, 첨도는 -0.51~1.38로 정규분포였고 ITC가 .50~.76으로 문항의 수렴타당도를 확인하였다(Table 4).
- 전체 35문항과 7개의 하부요인 간의 상관관계는 최소 .59 (p<.001)에서 최대 .88 (p<.001)이었고, 하부요인 간의 상관계수는 최소.23 (p<.001), 최대 .68 (p<.001)로 나타났다(Table 3).
- 27점의 분포를 나타냈다. 전체 문항의 평균 표준편차는 0.47점이고, 0.59~1.00점의 분포를 보였으며, 평균 표준오차는 0.02점으로 0.03~0.05점의 분포로 극단값을 갖는 문항을 없었다. 왜도는 -0.
- 공통성과 패턴행렬의 회귀계수, 구조행렬에서 상관계수, 요인구성 문항 수, 요인의 해석가능성, 문항의 중요도를 고려하면서 반복적으로 탐색적 요인분석을 하면서 12개 문항(7, 9, 10, 22, 26, 30, 31,32, 33, 34, 35, 36번)을 제거하였다. 최종 7요인 35문항의 탐색적 요인분석 결과, 패턴행렬에서 문항의 회귀계수는 .41 이상으로 문항의 수렴타당도를 확보하였고, 구조행렬에서 2개 이상의 요인과 .50 이상의 상관계수를 나타낸 문항은 13개로 감소하였고, 최소 3개 문항이 한 개 요인을 구성하였으며, 1요인을 제외하고 나머지 요인들이 처음 예비 문항의 하부요인에 속한 문항들로 요인이 구성되어 요인의 해석도 가능하였다(Table 2). 전체 35문항과 7개의 하부요인 간의 상관관계는 최소 .
- 최종 개발된 도구(Appendix)는 7개 요인, 35문항으로, 1요인은 9문항으로 문화생태, 가족역할과 조직, 고위험 건강행위의 문항들로 구성되었고, 회귀계수가 높은 문항들을 고려하여 ‘문화생태와 가족’으로 명명하였다.
후속연구
- 본 연구결과를 토대로 향후 연구에서는 개발된 도구를 다른 집단 다른 상황에 적용하여 타당도와 신뢰도를 확보함으로 문화간호역량 측정도구의 계통오차를 줄이고 일관되게 문화간호역량을 측정할 수 있도록 해야 한다. 그리고 확인적 요인분석을 통한 구성타당도와 황금표준이 되는 도구와의 상관관계 분석을 통한 준거타당도를 확인할 필요가 있으며, 적절하고 일관된 간격으로 검사-재검사 신뢰도를 재확인하는 연구가 필요하다.
- 그러므로 응답자간 간격의 차이가 크기 때문에 검사-재검사 신뢰도가 다소 낮았을 수 있다. 따라서 향후 연구에서 모두 정확하게 같은 간격으로 검사-재검사 간의 시간차를 적절하게 두어 신뢰도를 반복적으로 평가할 필요가 있다.
- 또한 본 연구에서 탐색적 요인분석으로 구성타당도를 검정하였는데 추후 연구에서는 확인적 요인분석을 시행할 것과 황금표준이 되는 도구를 사용한 준거타당도를 검정하여 측정도구의 타당화(validation) 작업을 계속해야 할 것이다. 또한 본 연구는 7개 지역의 의료기관의 간호사에게 자료수집 하였지만, 전국 단위나 무작위 표본추출을 한 것이 아니므로 일반화하는데 제한이 있다.
- 그러나 35문항으로 문화간호역량을 충분히 설명하지 못하였기 때문에 부족한 나머지 설명변량을 찾는 연구가 필요하다. 또한 본 연구에서 탐색적 요인분석으로 구성타당도를 검정하였는데 추후 연구에서는 확인적 요인분석을 시행할 것과 황금표준이 되는 도구를 사용한 준거타당도를 검정하여 측정도구의 타당화(validation) 작업을 계속해야 할 것이다. 또한 본 연구는 7개 지역의 의료기관의 간호사에게 자료수집 하였지만, 전국 단위나 무작위 표본추출을 한 것이 아니므로 일반화하는데 제한이 있다.
- 또한 간호행정차원에서 간호사를 위한 문화간호역량 프로그램 개발과 적용 시에 그 효과평가에 활용될 수 있다. 본 연구결과를 토대로 향후 연구에서는 개발된 도구를 다른 집단 다른 상황에 적용하여 타당도와 신뢰도를 확보함으로 문화간호역량 측정도구의 계통오차를 줄이고 일관되게 문화간호역량을 측정할 수 있도록 해야 한다. 그리고 확인적 요인분석을 통한 구성타당도와 황금표준이 되는 도구와의 상관관계 분석을 통한 준거타당도를 확인할 필요가 있으며, 적절하고 일관된 간격으로 검사-재검사 신뢰도를 재확인하는 연구가 필요하다.
- 본 연구를 통해 타당도와 신뢰도를 확보한 문화간호역량 측정도구는 2021년 다문화시대를 앞두고 있는 우리사회의 보건의료서비스 분야에서 다문화대상자를 돌보아야 할 간호사의 문화간호역량을 자가 평가하고 이를 강화하기 위한 근거로 활용될 것으로 기대된다. 또한 간호행정차원에서 간호사를 위한 문화간호역량 프로그램 개발과 적용 시에 그 효과평가에 활용될 수 있다.
- 본 연구자들은 Purnell [12]의 문화역량 모형이 개인의 다양한 문화적 가치관, 신념, 실행을 결정하는 문화적 특성을 반영하는 문화적 구성요소를 포함하므로 이 모형의 개인의 문화영역을 기반으로 국내 문화간호 현실을 반영한 도구를 개발할 필요가 있다고 사료되었다. 이에 간호사의 다문화 대상자 간호 경험을 바탕으로 문화간호역량 측정도구를 개발하고, 도구의 신뢰도와 타당도를 평가하고자 하였다.
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