서 론
최근 의료기술의 발달과 환자들의 의료서비스에 대한 요구도 증가로 인해 국내외 보건 의료환경이 급격한 변화를 겪고 있으며[1], 이러한 변화 속에서 임상 현장은 최신의 전문적 지식과 수준 높은 임상수행능력을 갖춘 간호사를 필요로 한다[2]. 간호교육의 목표는 간호 전문지식과 임상수행능력을 향상시켜 다양한 임상 상황에 적절하게 대응하여 질적인 간호를 수행할 수 있는 간호사를 양성하는 데에 있다[3]. 따라서 간호대학생에게 간호대상자의 다양한 요구와 상황에 대응할 수 있고 간호역할을 효과적으로 수행할 수 있는 임상수행능력 함양이 중요하다[4].
임상수행능력은 간호이론 지식을 바탕으로 다양한 간호 실무에서 요구되는 지식과 판단, 기술, 동기와 태도 등의 역량을 갖추는 능력을 의미한다[5]. 임상수행능력은 의료환경의 변화에 따른 전문적 지식과 기술 습득의 과정이 필요한데, 간호대학생은 교내실습과 임상실습을 경험하면서 개개인의 임상수행능력의 변화를 통해 적절한 태도와 행동 수준이 향상될 수 있으므로[6], 임상수행능력은 간호교육의 중요한 성과지표가 될 수 있다[3]. 또한 임상수행능력은 미래 간호사인 간호대학생에게 간호대학생 시기와 졸업 후 신규 간호사로서의 현장 적응을 돕는 주요 요인 중의 하나로 간주되고 있다[5,6]. 간호대학생의 임상수행능력과 관련된 선행연구를 보면, 자기주도학습능력[7,8], 메타인지[9], 비판적사고성향[10], 문제해결능력[11], 임상실습만족도[12]가 높을수록 임상수행능력이 높게 나타났다. 선행 연구에서는 주로 관련 변인들 간의 관계 연구와 임상수행능력에 대한 영향요인을 규명하는 연구가 진행되었다.
간호대학생의 행동 변화나 수행에 영향을 미치는 중요한 요인으로 학습민첩성을 들 수 있다[13]. 학습민첩성은 경험으로부터 학습하고자 하는 의지 및 능력으로 새롭거나 처음 접하는 환경에서도 빠르게 배우고 생각과 행동을 유연하게 변화할 수 있는 역량이다[13,14]. 학습민첩성은 개인의 행동 변화를 통하여 긍정적 성과변화를 일으키며[15], 이러한 긍정적 성과변화를 통해 임상수행능력 향상에 영향을 미칠 수 있다고 보고되었다[16]. 또한 DeRue et al. [15]의 학습민첩성 모델은 학습민첩성을 촉진시키는 개인적 요소로 목표지향성, 메타인지와 경험의 개방성을 제시하는데, 이 요인들은 학습민첩성을 촉진하여 개개인의 긍정적 성과변화가 나타난다고 보았다. 이에 학습민첩성은 간호대학생에게 복잡한 임상실습현장에서 간호대상자에게 적합한 간호를 수행할 수 있는 의지와 능력을 강화시키는 역할을 할 수 있다고 보고된다[8]. 선행연구에서 간호대학생 3, 4학년 대상의 학습민첩성이 높을수록 셀프리더십, 성취동기[17]와 학업만족[18]이 높게 나타났으며, 간호사의 학습민첩성은 간호업무성과에 유의한 영향을 주는 것으로 보고되었다[19]. 일반대학생을 대상으로 한 연구에서도 학습민첩성이 자기주도학습역량에 직접효과를 나타내었고 학습민첩성은 자기주도학습역량을 매개로 하여 학업성취도에 간접효과가 있었으며[20], 이외에도 학습민첩성이 높을수록 개인의 성과와[21] 조직구성원의 성장잠재력에 영향을 주는 것으로 보고되었다[22]. 이상의 연구결과를 보면, 학습민첩성은 성취동기[17], 개인의 성과[21], 성장잠재력[22]을 향상시키는 것을 알 수 있으며, 학습민첩성은 간호대학생의 임상수행능력 향상에 중요한 요인으로 볼 수 있다[15]. 이에 간호대학생의 학습민첩성과 관련된 변인들 간의 인과적 관계를 파악하는 것이 중요하며, DeRue et al. [15]이 제시한 학습민첩성 모델을 바탕으로 간호대학생의 학습민첩성과 관련 요인들이 임상수행능력에 미치는 영향을 설명하는 연구가 수행될 필요가 있다. 이에 본 연구에서는 학습민첩성 모델[15]과 선행연구의 문헌 고찰을 바탕으로 간호대학생의 임상수행능력 모형을 구축하고 관련 변인들 간의 관계를 규명하고자 하며, 본 연구에서 구축된 구조모형을 통해서 간호대학생의 임상수행능력을 향상시키기 위한 체계적이고 실질적인 간호교육 중재 프로그램 방안을 모색하는 데에 기초 자료를 제공하고자 한다.
본 연구의 목적은 간호대학생의 임상수행능력의 구조모형을 구축하고 검정하기 위한 연구이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.
(1) 학습민첩성 모델과 문헌 고찰을 바탕으로 간호대학생의 임상수행능력을 설명하는 가설적 모형을 제시한다.
(2) 가설적 모형 간의 적합도를 검정하고 관련 변인들 간의 관계를 설명하는 구조모형을 구축한다.
(3) 간호대학생의 임상수행능력에 영향을 미치는 변인들 간의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인하여 이들 상호 간의 인과관계를 규명한다.
연구 방법
연구대상
본 연구의 대상자는 G 도와 D 광역시에 소재한 3개 간호대학에 재학 중인 임상실습을 경험한 3, 4학년 간호대학생이며, 본 연구의 목적을 이해하고 연구 참여에 자발적으로 서면으로 동의한 학생이었다. 구조방정식 모델 분석의 경우 관측 변수당 10-20배의 표본 수가 필요하다는 기준을 고려할 때[23], 본 연구의 관측 변수 32개로 10-15배인 320명에서 480명 정도를 선정할 수 있었다. 또한 구조방정식 모델 분석에 가장 일반적인 추정법인 최대우도법을 사용하기 위한 적당한 표본의 크기는 150-400명을 권장한다[24]. 이에 본 연구에서는 탈락률을 고려하여 총 330명을 선정하였으며, 이 중 응답 내용이 불성실하거나 잘못 표기된 응답자 23명의 설문지를 제외한 307명(93.0%)의 자료를 최종 분석에 사용하였다.
연구의 가설적 모형
본 연구에서는 학습민첩성 모델[15]을 바탕으로 문헌 고찰을 통해 연구변수를 선정하였으며, 학습민첩성 모델은 개인적 요인, 환경적 요인, 학습민첩성, 개인의 상황 내-상황 간 학습과 최종 결과인 긍정적 성과로 구성된다[15]. 선행연구를 통해 개인적 요인에 성취동기[25], 메타인지[26]와 경험의 개방성[27]을, 환경적 요인에 학교지원[28]을 선정하였고, 이들 변수들은 학습민첩성[29]과 최종 긍정적 성과인 임상수행능력[3]에 영향을 미치는 것으로 하였으며, 학습민첩성을 매개로 개인의 학습 요소로 본 자기주도학습역량[30]에 영향을 미치는 것으로 설정하였다. 또한 학습민첩성은 자기주도학습역량과 임상수행능력에 영향을 미치고 자기주도학습역량을 매개로 임상수행능력에 영향을 미치며, 자기주도학습역량은 임상수행능력에 영향을 미치는 것으로 설정하여 간호대학생의 임상수행능력에 대한 개념적 기틀을 구성한 후에 이를 설명하기 위한 가설적 모형을 구축하였다. 매개변수인 학습민첩성은 학습민첩성 모델[15]의 주요 변수로, 대학생의 자기주도학습역량에 영향을 미쳤다는 선행연구[20]를 토대로 하였고, 자기주도학습역량은 간호대학생의 높은 학습성취도와 관련되며[31], 간호대학생의 임상수행능력에 영향을 미쳤다는 선행연구[8]를 토대로 하였다. 본 연구의 최종 가설적 모형은 성취동기, 메타인지와 경험의 개방성과 학교지원의 4개 외생변수와 학습민첩성, 자기주도학습역량과 임상수행능력의 3개 내생변수로 구성하였다.
연구도구
본 연구는 성취동기, 메타인지, 경험의 개방성, 학교지원, 학습민첩성, 자기주도학습역량, 임상수행능력 도구로 구성되었으며, 도구 개발자 또는 도구를 수정·보완한 자에게 도구 사용의 허락을 받은 후에 사용하였다.
임상수행능력
성취동기
성취동기는 McClelland (1965)와 Hermans (1970)이 대학생 대상으로 개발한 일반적 성취동기 도구를 근거로 Lim and Kang [25]이 대학생의 성취동기를 측정하기 위해 수정, 보완한 도구를 사용하였다. 총 28개 문항이며, 4개 하위요인으로 열정(11문항), 희망(7문항), 모험심(6문항), 자신감(4문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 성취동기가 높은 것을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Lim and Kang [25]의 연구에서 0.93이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.69이었고, 하위요인인 열정 0.56, 희망 0.34, 모험심 0.50, 자신감 0.59이었다.
메타인지
메타인지는 Pintrich 등(1993)이 초·중 ·고 학생을 대상으로 개발한 학습동기전략측정도구(Motivated Strategies for Learning Questionnaire, MSLQ)를 근거로 Chung and Kim [26]이 메타인지 측정을 위해 인지·메타인지 전략을 수정, 보완한 도구를 사용하였다. 총 31개 문항이며, 5개 하위요인으로 연습(4문항), 정교화(6문항), 조직화(4문항), 비판적사고(5문항), 자기규제(12문항)로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점 Likert 척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 메타인지가 높음을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Chung and Kim [26]의 연구에서 0.91이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.89이었고, 하위요인인 연습 0.69, 정교화 0.67, 조직화 0.64, 비판적사고 0.66, 자기규제 0.73이었다.
경험의 개방성
경험의 개방성은 Costa와 McCrae (1992)가 개발한 NEO 성격검사 개정판(Revised NEO Personality Inventor, NEO-PI-R)의 자기보고 양식을 Ahn and Chae [27]가 중학생, 고등학생, 대학생, 성인 대상으로 NEO-PI-R의 한국 표준화를 위하여 번안하여 수정, 보안한 NEO 성격검사 중 경험의 개방성을 측정 도구로 사용하였다. 총 48문항이며, 6개 하위요인으로 상상(8문항), 심미성(8문항), 감정의 개방성(8문항), 행동의 개방성(8문항), 사고의 개방성(8문항), 가치의 개방성(8문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점 Likert 척도로 측정하여 점수가 높을수록 경험의 개방성이 높은 것을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Ahn and Chae [27]의 연구에서 0.87이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.79이었고, 하위요인인 상상 0.67, 심미성 0.57, 감정의 개방성 0.50, 행동의 개방성 0.53, 사고의 개방성 0.50, 가치의 개방성 0.67이었다.
학교지원
총 14개 문항이며, 3개의 하위요인으로 교수지원(5문항), 친구 ·선배지원(5문항), 교육환경지원(4문항)으로 되었으며, 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 7점 Likert 척도로서 점수가 높을수록 학교지원이 높음을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Ju [28]의 연구에서 전체 문항이 0.93이었고, 하위요인인 교수지원 0.89, 친구 ·선배지원 0.91, 교육환경지원 0.83이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.82이었고, 하위요인인 교수지원 0.72, 친구·선배지원 0.84, 교육환경지원 0.73이었다.
학습민첩성
학습민첩성은 Lombardo and Eichinger [13]의 학습민첩성 정의를 토대로 Gravett와 Caldwell (2016)이 기업의 중간관리자를 대상으로 개발한 학습민첩성 자가측정도구에 근거하여, Yim and Lee [29]가 한국어로 번역한 도구를 사용하였다. 총 25문항이며, 4개 하위요인으로 사고민첩성(6문항), 대인민첩성(6문항), 변화민첩성(6문항), 결과민첩성(7문항)으로 되었으며, 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점 Likert 척도로 측정하여 점수가 높을수록 학습민첩성이 높다는 것을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Yim and Lee [29]의 연구에서 0.88이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.83이었고, 하위요인인 사고민첩성 0.61, 대인민첩성 0.65, 변화민첩성 0.60, 결과민첩성 0.70이었다.
자기주도학습역량
자기주도학습역량은 Sung and Choi [31]가 개발한 대학생용 자기주도학습문항(Self-Directed Learning Competency Questionnaire, SDL-CQ) 도구를 사용하였다. 총 33개 문항이며, 4개 하위요인으로 학습가치시스템(11문항), 학습기술(11문항), 학습전략(8문항), 학습수행관리(3문항)로 되었으며, 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 자기주도학습역량이 높은 것을 의미한다.
도구의 신뢰도는 Sung and Choi [31]의 연구에서 0.91이었다. 본 연구에서는 전체 문항이 0.69이었고, 하위요인인 학습가치시스템 0.52, 학습기술 0.50, 학습전략 0.61, 학습수행관리 0.44이었다.
자료수집
자료수집 기간은 2023년 6월 19일부터 7월 14일까지였으며, 자료수집을 위해 G 도와 D 광역시에 있는 간호대학 3곳을 방문하여 임의 표집하였다. 연구자는 해당 대학의 간호학과 학과장에게 설문조사를 위한 협조와 승인을 얻은 후에 연구를 수행하였으며, 대학교별 간호학과 학생의 수업 외 가능한 시간에 연구자와 본 연구에 교육을 받은 연구 보조원이 연구참여자에게 직접 연구의 목적과 방법을 설명하였다. 또한 언제든지 연구에 참여를 중단할 수 있으며 개인정보 및 연구내용의 비밀 보장을 설명하였고 자발적으로 연구에 참여한 자에게 서면동의서를 받은 후에 설문을 진행하였다. 완료된 설문지는 밀봉하여 회수하였으며, 모든 연구참여자에게 소정의 답례품을 제공하였다.
자료분석
수집된 자료는 SPSS 29.0, AMOS 26.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA) 프로그램을 사용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성과 각 변수들은 기술적 통계, 연구 도구의 신뢰도는 Cronbach's α 값을 산출하였다. 측정변수의 정규성은 평균, 표준편차, 왜도, 첨도와 다중공선성 검정을 위하여 공차와 분산팽창계수를 확인하였다. 구조모형 검증은 다변량 정규성을 가정하는 최대우도법을 사용하였으며, 측정도구의 구성타당도 평가는 확인적 요인분석을 실시하였다. 구조모형의 적합도는 절대적합지수로 χ2, χ2/df, 근사오차평균제곱의 제곱근(root mean squared error of approximation, RMSEA), 표준평균제곱잔차제곱근(smartphone root mean-squared residual, SRMR), 기초적합지수(goodness of fit index, GFI), 조정적합지수(adjusted goodness of fit index, AGFI)를 이용하였다. 증분적합지수는 상대적합지수(Tucker-Lewis index, TLI)와 비교적합지수(comparative fit index, CFI)를 이용하였고, 가설적 모형의 경로계수와 직접효과, 간접효과, 총효과의 유의성을 검정하기 위하여 부트스트래핑(bootstrapping)을 이용하였다.
윤리적 고려
본 연구에 참여하는 대상자를 보호하기 위하여 D 대학교 생명윤리위원회의 심의를 거쳐 승인을 받은 후에 실시하였다(IRB No. CUIRB-2023-0017). 설문조사 전에 해당 대학교 3, 4학년 간호대학생에게 대상자의 권리 보호를 위한 설명문을 제공하였으며 설명문에는 연구의 목적과 방법, 자발적 동의와 연구철회에 대한 권리, 연구철회에 대한 불이익이 없음을 포함하였다. 또한 개인 정보 보호에 관한 내용과 수집된 연구 관련 자료는 본 연구 이외의 다른 목적으로 사용하지 않는다는 것을 명시하였다. 대상자의 개인정보의 비밀 보장을 위하여 자료수집 과정에서 알게 된 개인정보는 숫자로 암호화하였으며, 모든 연구자료는 연구보고 종료 후 3년 이내에 연구자가 직접 문서를 파쇄하고 복원이 불가능한 방법으로 저장파일을 영구 폐기할 예정이다.
연구 결과
연구대상자의 일반적 특성
연구대상자는 총 307명으로, 성별은 여학생 256명(83.4%), 남학생 51명(16.6%)이었고, 연령은 20대에서 293명(95.5%)으로 가장 많았으며, 30대에서 11명(3.6%), 40대에서 2명(0.6%), 50대에서 1명(0.3%) 순이었다. 학년은 4학년 157명(51.1%), 3학년 150명(48.9%)이었고, 전공만족도는 만족 154명(50.2%), 보통 128명(41.7%), 만족하지 않음이 25명(8.1%)이었다. 실습만족도는 만족 159명(51.8%), 보통 124명(40.4%), 만족하지 않음이 24명(7.8%)이었고, 임상실습스트레스는 높음 139명(45.3%), 보통 138명(45.0%), 낮음이 30명(9.7%)이었다. 학업스트레스는 높음 191명(62.2%), 보통 106명(34.5%), 낮음이 10명(3.3%)이었고, 지난 학기 성적 평점은 3.0 이상 4.0 미만이 235명(76.6%)으로 가장 많았으며, 4.0 이상 60명(19.5%), 3.0 미만이 12명(3.9%) 순이었다(Table 1).
Table 1.
General characteristics of participants (n=307)
연구변수의 기술적 통계 및 정규성 검정
본 연구변수의 기술적 통계를 살펴보면, 성취동기의 전체 평균평점은 3.37±0.17점이었고, 하부요인의 평균평점은 열정 3.39±0.25점, 희망 3.33±0.24점, 모험심 3.40±0.36점, 자신감 3.38±0.37점이었다. 메타인지의 전체 평균평점은 3.88±0.35점이었고, 하부요인의 평균평점은 연습 4.05±0.51점, 정교화 3.85±0.51점, 조직화 4.01±0.49점, 비판적 사고 3.84±0.47점, 자기규제 3.80±0.37점이었다. 경험의 개방성의 전체 평균평점은 3.64±0.26점이었고, 하부요인의 평균평점은 상상 3.76±0.40점, 심미성 3.89±0.37점, 감정의 개방성 3.71±0.42점, 행동의 개방성 3.75±0.48점, 사고의 개방성 3.58±0.35점, 가치의 개방성 3.56±0.39점이었다. 학교지원의 전체 평균평점은 5.54±0.46점이었고, 하부요인의 평균평점은 교수지원 5.91±0.56점, 친구·선배지원 5.79±0.73점, 교육환경지원 5.54±0.63점이었다. 학습민첩성의 전체 평균평점은 3.82±0.32점이었고, 하부요인의 평균평점은 사고민첩성 4.01±0.40점, 대인민첩성 3.71±0.42점, 변화민첩성 3.75±0.38점, 결과민첩성 3.80±0.39점이었다. 자기주도학습역량의 전체 평균평점은 3.28±0.17점이었고, 하부요인의 평균평점은 학습가치시스템 3.37±0.21점, 학습기술 3.28±0.20점, 학습전략 3.21±0.30점, 학습수행관리 3.20±0.38점이었다. 임상수행능력의 전체 평균평점은 3.92±0.37점이었고, 하부요인의 평균평점은 간호과정 3.84±0.41점, 간호중재 3.80±0.51점, 사회심리적간호 3.99±0.51점, 교육 3.98±0.51점, 신체사정 및 환자모니터링 3.93±0.64점, 기본간호 4.08±0.53점이었다(Table 2).
Table 2.
Descriptive statistics of measured variables (n=307)
본 연구변수들의 정규분포 여부를 확인하기 위해 왜도와 첨도를 조사한 결과, 모든 변수의 왜도값이 절대값 0.00-1.38로 3 이하이고, 첨도값이 절댓값 2.02-7.34로 10 이하이므로 정규성 가정[24]을 만족하였다. 따라서 최대우도법의 기본 가정인 다변인 정규분포 가정이 충족되어, 모형의 적합도를 검정하는데 최대우도법을 사용할 수 있었다[24]. 본 연구에서 측정변수들 간의 다중공선성은 공차와 분산확대인자를 확인한 결과로는 측정변수 간의 공차는 0.44-0.93으로 0.1 이상이고, 분산팽창계수는 1.07-2.27로 10 이하로 나타나, 모든 독립변수들 간의 다중공선성의 문제가 없는 것으로 확인되었다(Table 2).
가설적 모형 검정
확인적 요인분석
본 연구의 측정변수들의 구성타당도 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시하였으며, 집중타당도는 요인부하량이 0.50 이상, 임계비(critical ratio, CR>1.96, p <0.05), 평균분산추출지수가 0.50 이상, 개념신뢰도가 0.70 이상을 기준으로 평가하였다[34].
1차 확인적 요인분석 결과, 선행연구 기준[34]에 따라 희망(X2), 학습전략(Y7), 학습수행관리(Y8)를 제거하였고, 평균분산추출지수가 0.5 미만인 잠재변인인 교수지원(X16)과 간호과정(Y9)을 제거하였다. 2차 확인적 요인분석 결과, 모든 측정변수의 요인부하량은 0.55-0.79로 0.50 이상, 임계비는 6.58-12.54로 1.96 이상으로 경로계수가 유의하였다[35]. 변수 중 성취동기와 학교지원의 개념신뢰도가 0.7 미만이었고, 성취동기, 학교지원, 자기주도학습역량, 임상수행능력의 평균분산추출지수가 0.5 미만이었으나, 판별타당도가 문제가 없다면 가설적 모형에 포함할 수 있어서[35] 판별타당도를 확인한 결과, 잠재요인의 평균분산추출지수는 0.39-0.56이었고, 잠재요인 간 상관계수는 0.26-0.78로 나타나 평균분산추출지수 값이 상관계수의 제곱값보다 크게 나타나 판별타당도가 확보되어[35], 측정변수들을 구조모형 분석에 포함하였다.
가설적 모형의 적합도 검정
본 연구의 측정변수들은 정규분포로 가정되어 최대우도법을 이용하여 모형의 적합도를 검정한 결과, 본 연구의 가설적 모형 적합지수는 χ2은 435.79 (p <0.001), df=305, χ2/df=1.43, RMSEA=0.03-0.05, SRMR=0.05, GFI=0.91, AGFI=0.88, TLI=0.96, CFI=0.96으로 나타났다. 일반적으로 적합도를 평가하는 χ2은 표본수에 민감하게 영향을 받을 수 있어서 χ2을 자유도로 나눈 χ2/df 값이 의미 있는 것으로 볼 수 있다[24]. 모형의 적합지수인 RMSEA는 0.08 이하, SRMR은 0.05 이하, GFI, TLI, CFI는 0.90 이상, AGFI는 0.85 이상이면 양호한 적합도로 간주될 수 있다[36]. 본 연구의 가설적 모형의 적합도 지수는 양호하였으나, 임계치가 유의하지 않는 경로를 파악하고 수정의 여부를 확인하였다.
가설적 모형의 경로계수 추정
본 연구의 가설적 모형의 경로에 대한 유의성 검증을 위해 비표준화 계수, 표준화 계수, 표준오차, 임계치, p 값을 살펴보았다(Table 3). 내생변인을 중심으로 결과를 살펴보면, 간호대학생의 임상수행능력에 메타인지(B=0.31, CR=2.63), 자기주도학습역량(B=0.58, CR=2.05)이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자기주도학습역량에 학습민첩성(B=0.34, CR=7.85)이, 학습민첩성에 메타인지(B=0.28, CR=4.46), 경험의 개방성(B=0.40, CR=5.54), 학교지원(B=0.20, CR=3.96)이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 가설적 모형의 경로 중에서 학습민첩성에 대한 성취동기, 임상수행능력에 대한 성취동기, 경험의 개방성, 학교지원, 학습민첩성의 경로의 임계치가 유의하지 않게 나타나 모형의 일부 수정이 필요하다고 판단하였다.
Table 3.
Parameter estimates of hypothetical model (n=307)
수정모형의 검정
본 연구에서는 모형의 간명도 개선을 위해 이론적 측면을 고려하여 가설적 모형의 성취동기에서 학습민첩성으로(CR=0.90, p =0.370), 성취동기에서 임상수행능력으로(CR=1.16, p =0.245), 경험의 개방성에서 임상수행능력으로(CR=0.92, p =0.357), 학교지원에서 임상수행능력으로 가는 경로(CR=1.33, p =0.182)를 단계적으로 제거하여 모형을 수정하였다. 가설적 모형과 수정모형 간의 모형적합도 차이 검정을 시행한 결과, 수정모형의 자유도 값이 가설적 모형보다 4가 더 높기 때문에 수정모형이 더 양호하다고 볼 수 있다. 수정모형의 적합도 검정 결과, 적합도 지수는 χ2 =440.80 (p <0.001), df=309, χ2/df=1.43, RMSEA=0.03-0.05, SRMR=0.05, GFI=0.91, AGFI=0.88, TLI=0.96, CFI=0.96으로 나타났으며, 모든 적합도 지수가 양호하여 수정모형의 기준을 충족하였다. 가설적 모형과 수정모형이 모두 양호할 때에 comparative-analy-sis by independent contrasts (CAIC)의 값이 더 작은 경우를 좋은 모형으로 채택할 수 있는데[24], 본 연구의 가설적 모형은 CAIC=926.85이었고, 수정모형은 CAIC=904.96으로 나타나 더 간명한 수정모형을 본 연구의 최종모형으로 결정하였다.
수정모형의 효과분석
최종 수정모형의 내생변인을 중심으로 직접효과, 간접효과 및 총효과(Table 4)와 표준화경로 추정계수를 중심으로 수정모형을 제시하였다(Figure 1). AMOS 26.0의 부트스트래핑(p <0.05)을 통해 간호대학생의 임상수행능력에 영향을 주는 변수의 효과를 확인한 결과, 학습민첩성(β =0.52, p =0.005), 메타인지(β =0.27, p =0.014), 자기주도학습역량(β =0.26, p =0.035) 순으로 유의한 직접효과가 있었다. 간접효과로는 메타인지, 경험의 개방성, 학교지원이 학습민첩성과 자기주도학습역량을 통해 유의하였으며, 학습민첩성은 자기주도학습역량을 통해 간접효과가 유의하였다. 각 변인의 임상수행능력에 대한 총효과는 학습민첩성(β =0.70, p =0.004), 메타인지(β =0.38, p =0.014), 자기주도학습역량(β =0.26, p =0.035), 경험의 개방성(β =0.15, p =0.004), 학교지원(β =0.13, p =0.004) 순으로 설명력은 35.0%이었다. 간호대학생의 자기주도학습역량에 대해 학습민첩성(β =0.70, p =0.007)이 직접효과가 있었으며, 메타인지, 경험의 개방성, 학교지원은 학습민첩성을 통해 간접효과가 유의하였다. 각 변인의 자기주도학습역량에 대한 총효과는 학습민첩성(β =0.70, p =0.007), 경험의 개방성(β =0.30, p =0.011), 학교지원(β =0.27, p =0.004), 메타인지(β =0.22, p =0.006) 순으로 설명력은 48.0%이었다. 간호대학생의 학습민첩성에 대해 경험의 개방성(β =0.43, p =0.010), 학교지원(β =0.39, p =0.007), 메타인지(β =0.32, p =0.004) 순으로 직접효과가 있었으며, 각 변인의 학습민첩성에 대한 총효과는 간접효과 없이 직접효과만 유의하였고, 경험의 개방성(β =0.43, p =0.010), 학교지원(β =0.39, p =0.007), 메타인지(β =0.32, p =0.004) 순으로 설명력은 86.0%이었다.
Table 4.
Parameter estimates of modified structural model and standardized direct, indirect, and total effects (n=307)
고 찰
본 연구는 DeRue et al. [15]의 학습민첩성 모델과 문헌 고찰을 바탕으로 간호대학생의 임상수행능력 구조모형을 구축하고 그 적합도를 검증하였다.
본 연구에서 학습민첩성은 간호대학생의 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치는 핵심 요인으로 나타났다. 이러한 결과는 간호대학생을 대상으로 한 선행연구가 없어 직접적인 비교는 어렵지만 임상 경력 1년 이상의 간호사를 대상으로 한 Kang [19]의 연구에서 학습민첩성이 높을수록 간호 업무 성과가 높게 나타난 결과와 맥락이 유사하였다. 학습민첩성은 경험으로부터 빠르게 학습한 내용을 유연하게 적용하게 하므로 복잡하고 변화무쌍한 응급상황에 효과적으로 대처할 수 있다[1]. 이에 학습민첩성이 높은 간호대학생은 변화하는 임상 실습환경에서 새로운 지식과 기술을 학습하려는 능력과 의지가 증대되어 어려운 상황에 대한 대처 능력을 기를 수 있으며[14], 학습자신감과 문제해결능력이 증진되어[36] 임상수행능력에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 생각된다. 또한 학습민첩성은 자기주도학습역량에 직접적인 영향을 미치며, 자기주도학습역량을 매개로 임상수행능력에 간접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 대학생을 대상으로 한 Sung [37]의 연구에서 학습민첩성이 높은 학습자들이 새로운 기능을 배우고 변화를 주도적으로 촉진하는 자기주도학습능력이 높다는 연구결과와 맥락이 유사하였다. 간호대학생의 학습민첩성이 높을 때 자기주도학습역량이 증진되고, 이를 통해 임상수행능력이 향상됨을 유추할 수 있으며, 간호교육과정에서 학습민첩성과 자기주도학습역량을 증진시키는 것은 간호대학생의 임상수행능력 향상에 중요하다고 생각된다.
본 연구에서 메타인지는 학습민첩성 다음으로 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 이는 간호대학생을 대상으로 한 Choi [38]의 연구와 Chin et al. [39]의 연구에서 메타인지가 높을수록 임상수행능력이 증가하는 것으로 나타난 연구 결과와 유사하였다. 간호대학생이 경험하는 문제 상황에서 해결 방안을 모색하고 적용하며 그 효과를 확인하는 과정에서 메타인지가 중요한 역할을 수행할 수 있어[39] 임상수행능력을 향상시키는 것으로 생각된다. 또한 메타인지는 학습민첩성과 자기주도학습역량을 순차적으로 거쳐 임상수행능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 간호대학생의 메타인지 수준이 높을수록 학습민첩성이 촉진되고, 이로 인해 자기주도학습역량이 증진되어 결과적으로 임상수행능력에 간접적으로 영향을 미친다고 생각된다. 본 연구와 동일한 연구변수를 다루는 선행연구가 찾을 수 없어 정확한 비교는 어려우나, 메타인지가 높은 간호대학생은 자신의 학습 활동을 인식하고 조절하여 학습민첩성이 향상될 수 있으며[36], 이를 통해 자기주도학습역량이 증진되어 환자의 건강 문제 해결에 필요한 지식, 기술, 태도를 활용하는 능력인 임상수행능력을 향상시키는 역할을 할 수 있다고 보고된다[40]. 따라서 자기 인식과 자기 조절을 통해 학습 효과를 극대화할 수 있는 메타인지[39]를 고려한 교육은 궁극적으로 간호대학생의 임상수행능력 향상에 기여할 것으로 생각된다.
본 연구에서 자기주도학습역량은 메타인지 다음으로 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 본 연구대상과 동일하게 간호대학생 3, 4학년을 대상으로 한 선행연구[8,41]에서 자기주도학습능력이 임상수행능력에 영향을 미친 결과와 일치하였다. 이는 자기주도학습역량의 향상이 학습민첩성 모델에서 제시하는 긍정적인 성과 변화로 본 임상수행능력에 직접적인 영향을 미친다는 본 연구 결과를 뒷받침한다. 자기주도학습역량은 간호대학생의 자신감과 자율성을 높여주며, 간호실습 현장에서 독립적인 정보 획득, 문제 대처 능력, 학습 성과 향상으로 이어져 임상수행능력 증진에 필수적인 역할을 한다고 보고된다[41]. 따라서 간호대학생의 자기주도학습역량을 향상시킬 수 있는 간호교육의 학습전략 개발이 필요하다.
본 연구에서 개인적 요소인 경험의 개방성은 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 간호대학생을 대상으로 한 선행연구가 없어 직접적인 비교는 어려웠으나, 대학생을 대상으로 한 Kim and Kim [42]의 연구에서, 대학생의 경험에 대한 개방성이 높을수록 자아탄력성과 정서지능을 매개하여 심리적 안녕감이 높아진다고 하였다. 선행연구[42]의 결과를 볼 때, 본 연구의 대상자도 간호대학생으로서 경험적 개방성이 높을 때 심리적 안녕감이 높아질 수 있다고 유추되며, 간호대학생의 임상수행능력 향상에 경험의 개방성이 긍정적인 영향을 줄 수 있다고 생각된다. 이는 추후 동일한 연구 대상자와 연구 변수를 적용한 반복 연구를 통해 명확히 파악할 필요가 있다. 본 연구에서 경험의 개방성은 학습민첩성과 자기주도학습역량을 순차적으로 거쳐 임상수행능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 선행연구를 통한 결과 비교는 어려우나, 학습민첩성 모델[15]에서 개개인의 경험에 대한 개방성이 학습민첩성에 영향을 주게 되고, 학습민첩성은 임상수행능력에 영향을 줄 수 있어[37] 나타난 결과라고 생각된다. 추후 간호대학생의 경험의 개방성 관련 연구가 필요하며, 간호대학생의 경험의 개방성을 높이기 위해 다양한 경험을 쌓을 수 있는 환경을 제공하는 것이 중요하다고 생각된다.
본 연구에서 환경적 요소인 학교지원은 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 대학생을 대상으로 한 Kim et al. [43]의 연구에서 일반 대학생에게 교수의 문제해결지원을 통한 학교지원을 하여 대학생의 학습성과에 유의미한 영향을 미친 결과와 상이하였다. 본 연구의 대상자는 임상 실습 경험이 있는 간호대학생 3, 4학년이며, 학교지원에 대해 교수자의 지원을 포함한 다양한 내용의 설문을 하여 나타난 차이라고 생각된다. 이는 추후 반복연구를 통한 정확한 파악이 필요하겠다. 반면, 학교지원은 학습민첩성에 직접적인 영향을 미치며, 학습민첩성과 자기주도학습역량을 순차적으로 거쳐 임상수행능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 Lee et al. [44]의 연구에서 교수 지원이 학습민첩성에 영향을 준다는 결과와 유사하였다. 이는 간호대학생에게 학교 지원이 높을수록 학습민첩성이 높아지고[14,28], 또한 자기주도학습역량이 향상된다고 나타난[10] 연구결과와도 맥락이 유사하다. 또한 학습민첩성은 간호업무성과에[19], 자기주도학습역량은 임상수행능력에 영향을 미칠 수 있어[41], 본 연구에서 학교 지원이 임상수행능력에 간접적인 영향을 미쳤다고 생각되며, 간호대학생을 중요한 학습자료와 다양한 자원을 쉽게 이용할 수 있는 학습민첩성을 높이는 환경을 제공하는 것이 필요하다.
본 연구에서 개인적 요소인 성취동기는 임상수행능력에 직접적·간접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 Sung [45]의 연구에서 간호대학생의 성취동기가 높을수록 임상수행능력이 증가한다는 결과와 상이하였는데, 본 연구대상자가 3, 4학년인 반면, 선행연구[45]는 2-4학년이었으며 측정 도구도 달라서 연구결과에 차이가 날 수 있었다고 생각된다. 이는 명확한 비교가 어려우므로, 향후 동일한 대상과 도구를 사용하여 반복 연구가 필요하다고 생각된다. 본 연구결과는 Yim and Lee [29]의 연구의 성취동기가 학습민첩성과 관련된다는 결과와도 달랐다. 이는 간호대학생이 변화하는 의료환경에 적응하고 역량을 발휘해야 하는 상황에서 높은 성취동기를 가졌더라도 임상실습에서 환자 안전 문제로 인한 실습 과정에서의 역할이 제한되는 경우가 많으므로[46] 실습현장에서 간호대학생의 성취동기가 학습민첩성에 유의미한 영향을 미치기 어려웠다고 생각된다. 추후 연구를 통해 간호대학생의 성취동기의 임상수행능력에 대한 영향을 파악할 뿐 아니라, 성취동기가 간호대학생의 임상수행능력의 향상에 이어질 수 있도록 지도자 및 실습기관의 노력이 필요하다고 생각된다.
이상의 내용을 볼 때, 본 연구에서는 간호대학생의 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치는 요인으로는 학습민첩성, 메타인지, 자기주도학습역량이 확인되었으며, 간접적인 영향을 미치는 요인은 메타인지, 경험의 개방성, 학교지원, 학습민첩성으로 나타났다. 이러한 결과는 간호대학생의 임상수행능력 향상을 위한 교육 및 실무 전략 개발을 위한 기초자료를 마련하였다는 데에 연구의 의의가 있으며, 간호대학생의 임상수행능력 향상을 위해서는 메타인지, 학습민첩성, 자기주도학습역량을 증진하는 것이 필수적이고, 특히 학습민첩성의 선행 요인인 경험의 개방성 증진과 학교지원 강화를 간호교육 전략 및 중재 방안 개발에 고려해야 한다고 생각된다. 다만, 본 연구는 3개 대학교의 간호대학생을 편의추출한 연구결과이므로 일반화를 하는 데에 주의가 필요하며, 선행연구와 상이한 결과를 나타내었던 경험의 개방성, 학교지원과 성취동기 요인에 대해서는 추후 간호대학생을 대상으로 반복연구를 통해 비교와 분석이 필요해 보인다.
결 론
본 연구는 학습민첩성 모델과 문헌 고찰을 기반으로 간호대학생의 임상수행능력 구조모형을 구축하고 검정하는 것을 목적으로 하였으며, 최종 수정모형을 분석한 결과, 간호대학생의 임상수행능력에 직접적인 영향을 미치는 요인으로는 학습민첩성(β=0.52), 메타인지(β=0.27), 자기주도학습역량(β =0.26) 순으로 나타났다. 이들 변인 즉 메타인지, 학습민첩성, 자기주도학습역량은 임상수행능력의 35.0%를 설명하였으며, 학습민첩성은 자기주도학습역량을 매개로 임상수행능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 경험의 개방성, 학교지원, 메타인지는 학습민첩성 및 자기주도학습역량을 순차적으로 거쳐 임상수행능력에 유의한 간접효과가 있었다.
이러한 연구 결과는 간호대학생의 임상수행능력을 향상시키기 위해 메타인지, 학습민첩성, 자기주도학습역량을 증진하는 것이 필수적임을 시사한다. 특히, 학습민첩성의 선행 요인으로 작용하는 경험의 개방성 증진과 학교지원 강화를 간호교육 전략 및 중재 방안 개발에 고려하여야 한다. 궁극적으로 미래 간호사가 임상수행능력을 효과적으로 향상시킬 수 있도록, 간호 교육 프로그램에 이러한 핵심 변인들을 강화하기 위한 개입 방안을 적용하는 것이 중요하다고 사료된다.
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