서 론
1. 연구의 필요성
의료인의 의사소통은 환자 사정을 통해 상태나 변화를 파악하고 치료 계획을 세우거나 수정하는 과정에서 이루어진다[1]. 특히 간호사의 의사소통은 역할 수행을 하기 위한 수단이며 효과적인 의사소통은 질 높은 간호서비스를 제공하기 위한 필수 요소이다[2]. 따라서 간호현장에서 환자의 문제를 해결하고 적절한 간호를 수행하기 위해 간호사의 의사소통능력은 무엇보다 중요하다[3]. 간호사-환자 간 의사소통의 목적은 원만한 치료적 관계를 맺으며 대상자의 건강문제를 파악하고 해결하는 것으로, 특히 간호사정에서의 의사소통은 대상자와의 신뢰감과 친밀감 형성에 영향을 미친다[4]. 의사소통능력이란 다른 사람과의 관계에서 의사소통을 통해 얼마나 효과적으로 상호작용을 잘 하는가를 말하며[5], 제한된 정보와 짧은 시간 안에 이루어지는 간호사정에서는 정확하고 신속한 의사소통 능력이 요구된다[6]. 그러나 간호사의 80.9%가 의사소통에 어려움을 느끼는 것으로 나타나 의사소통 기술의 훈련과 더불어 지속적인 평가가 필요한 실정이다[7,8].
간호사정 시 요구되는 의사소통능력은 여러 가지 능력을 포함하는 데 먼저 치료적 관계를 형성하고 유지하는 시작 단계로 다가가는 능력(connecting)이다[4]. 다음으로 라포를 형성할 수 있도록 공감, 경청 및 수용하는 능력이 필요하며[4] 이를 통해 메세지를 전달하고 필요한 정보를 수집 및 수용할 수 있어야 한다. 또한 환자 중심의 의사소통을 통해 환자의 관점에서 이해하고 문제를 해결할 수 있는 능력이 포함된다[9].
간호사의 의사소통능력 향상을 위해서는 그 능력을 사정하는 것이 우선 필요하다. 간호사의 의사소통능력을 평가하는 기존의 몇 가지 측정도구가 있으나 이들 도구는 한계점을 가지고 있다. 예를 들면 간호사의 의사소통능력을 측정하는 Global Interpersonal Communication Competence Scale (GICC) [10]은 대인 의사소통능력을 측정하는 15개의 문항으로 구성되어 있으며, 설문 문항의 길이가 적절하고 개념을 포괄적으로 측정할 수 있다는 장점이 있다. 그러나 다면적 구성 개념이 서로 중복되어 측정 오차가 발생할 수 있으며 추상 수준이 서로 맞지 않는 문항들이 혼재되어 있어 데이터에 인위적 결과를 초래할 수 있다[10]. 또 다른 예로 간호 학생의 시뮬레이션 교육에 활용하기 위한 목적으로 고안되어 신규 간호사 임상교육에 적용 가능한 Korean-Health Communication Assessment Tool (K-HCAT)[11]을 들 수 있다. 이 도구는 관계 형성, 힘 북돋우기, 공감 ․ 반응, 교육 ․ 피드백 등의 22개의 문항으로 이루어져 있으며 의사소통 시뮬레이션 모듈을 적용하여 평가하는 형태를 취한다. 그러나 시나리오를 통한 평가를 점수화하기에 어려움이 있고 녹화 비디오 영상을 활용하여 2인의 평가자가 측정하도록 하고 있어 인력이 부족한 상황에서의 사용이 어려운 단점이 있다. 다른 예로, 교육 프로토콜을 체크리스트 형태로 개발된 표준화 환자 평가용 의사소통능력 평가도구[12]는 평가자 및 표준화 환자가 동일하게 사용한 후 점수의 합으로 평가하는 도구로서 총 5개의 문항으로 구성되어 측정이 간단하나, 표준화 환자를 훈련하는 것이 필요할 뿐만 아니라 도구에 대한 타당도와 신뢰도가 수립되지 않았다.
본 연구를 통해 수정 ․ 보완을 시도하고자 하는 Namgung 과 Kim의 의사소통능력척도[9]는 환자와 의료진의 면담 시 이루어지는 의사소통에 대한 능력을 자가 평가하는 척도이다. 이 도구는 의사소통에 대한 개념을 환자-의료진의 관계에 초점을 맞추어 문제 해결을 위한 사정단계에서 공동의 사항을 대화를 통해 서로를 이해하는 데 필요한 의사소통능력을 측정한다. 또한 사회심리학적 의사소통이론을 적용하여 일방향이 아닌 환자와의 원활한 상호작용의 개념을 측정한다[9]. 그러나 원 도구는 90개의 문항으로 구성되어 있어 도구 사용 시 시간이 오래 걸린다는 단점이 있을 뿐 아니라 원 도구개발 시 타당도 검증이 체계적으로 이루어지지 않았다. 이에 본 연구는 의사소통능력척도의 문항을 수정 ․ 보완하고 문항 수를 줄여 임상에서 편리하게 사용할 수 있도록 축약한 도구를 간호사에게 적용할 수 있도록 신뢰도와 타당도를 수립하고자 한다.
2. 연구목적
본 연구의 목적은 의사소통능력척도[9]를 임상간호사가 간호사정에 필요한 의사소통능력을 자가평가하는데 사용할 수 있도록 축약본으로 수정 ․ 보완하여 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이다.
연구방법
1. 연구설계
본 연구는 Namgung과 Kim이 환자와 의료진의 면담 시 이루어지는 의사소통에 대한 능력을 평가하기 위해 개발한 의사소통능력척도[9]를 수정 ․ 보완하여 만든 축약본을 국내 임상간호사에게 적용하여 신뢰도와 타당도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.
2. 연구대상
본 연구는 전국에 소재하는 100병상 이상 종합병원에 근무하는 간호사 중 임상에서 간호사정을 직접 시행하는 대상자를 편의 추출하였다. 표본 크기 산정은 구성타당도 검증 시 탐색적 요인분석에는 150~200명, 확인적 요인분석에는 최소 200명 이상의 표본 수가 적절함[13]을 근거로 탈락율을 고려하여 총 415명으로부터 수집하였다. 수집된 자료 중 불성실하게 응답된 설문지(n=19)를 제외하고 396명의 자료를 분석에 사용하였다. Excel을 이용한 무작위 표본 추출방법으로 탐색적 요인분석 196부, 확인적 요인분석 200부를 무작위로 할당한 뒤 각각 분석하였다.
3. 연구도구
1) 의사소통능력척도(Communication Ability Scale)
Namgung과 Kim이 개발한 의사소통능력척도[9]는 대화열기 10문항, 라포 형성 14문항, 면담의 명료화 23문항, 환자관점이해 22문항, 신체검사 관련 면담 14문항, 마무리 짓기 7문항의 6개의 하위 요인 총 90문항으로 구성되었다. 척도는 7점 Likert (1=매우 필요없다~7=매우 필요하다)이며 점수가 높을수록 의사소통능력이 높음을 의미하며 각 하위요인의 신뢰도 Cronbach's ⍺는 .84~.95였다. 본 연구에서 신뢰도 Cronbach's ⍺는 .78~.89였다.
2) 의사소통 자기효능감 측정도구(Korean Version of Self- Efficacy Questionnaire)
수렴타당도 검증을 위해 사용한 이 도구는 Axboe 등의 의사소통 자기효능감 측정도구(Self-Efficacy Questionnaire, SE-12) [14]를 Gil과 Sung이 한국어로 번안(KSE-12)하여 신뢰도와 타당도를 검증[15]했으며 단일 요인 12문항이다. 이 척도는 10점 Likert (1=매우 불확신함~10=매우 확신함)이며 점수가 높을수록 의사소통 자기효능감이 높다는 것을 의미한다. 개발 당시 신뢰도 Cronbach's ⍺는 .95였고, 한국어판 검증 당시 도구의 신뢰도 Cronbach's ⍺는 .98, 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's ⍺는 .91이었다.
4. 연구절차
본 연구의 절차는 의사소통능력척도의 문항 수정 ․ 보완 및 축약과 축약형 도구의 타당화 검증의 순서로 진행하였다. 연구 과정은 Figure 1과 같다.
1) 도구 검토
2) 도구 적용 - 자료수집
자료수집기간은 2020년 12월부터 2021년 2월까지이며 온라인 설문을 진행하였다. 설문은 COVID-19로 인하여 대면조사가 제한된 상태였으므로 온라인으로 진행하였다. 대상자의 접근이 용이한 인터넷 간호사 커뮤니티 사이트 및 연구자 개인의 Social Network Services를 통해 연구를 공고하였으며 공고문에는 연구의 목적, 절차 및 방법에 대한 설명문과 동의서의 Uniform Resource Locator를 기재하였다. 자료수집 전 대상자에게 전자동의서를 받았으며 설문지는 스프레드시트의 형태로 연구자에게 자동 전송되었다.
3) 도구 검증
타당도 검증
도구의 문항은 문항별 평균, 표준편차로 분석하였고 정규성 분포는 왜도는 2 미만, 첨도는 7 미만의 기준[18]으로 확인하였다. 천장효과와 바닥효과를 분석하였으며, 가장 낮은 점수와 가장 높은 점수의 빈도가 30.0% 미만 인가[19]를 확인하였다. 또한 수정된 문항-총점 상관계수 .40 미만은 척도 내에서 기여도가 낮은 것으로 평가[20]되어 삭제하였다.
구성타당도는 먼저 탐색적 요인분석을 위하여 Bartlett의 구형성 검정, Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 확인과 주성분 분석으로 구성요인을 추출하였다. 요인 추출은 고유값 1 이상, 추출된 요인들에 의해 설명된 분산의 누적 백분율 50.0~60.0% 이상 되는 요인을 선정[21]하였고, 요인적재값은 .30 이상이면 만족한다는 기준[22]으로 판단하였다. 확인적 요인분석을 통한 요인적합도는 Root Mean Residual (RMR)≤.05 양호, Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)≤.05 우수,≤.08 양호,≤.10는 보통으로 판정하는 기준[23]과 Goodness of Fit Index (GFI), Comparative Fit Index (CFI), Normed Fit Index (NFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Incremental Fit Index (IFI) ≥.90 매우 적합, ≥.80 수용 가능하다는 기준[24]을 만족하는지 확인하였다. 문항 수렴타당도는 표준화 요인적재량 ≥.50, 유의성(Critical Ratio, C.R.) p<.05 기준에서 ≥1.96, 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE)≥.50, 개념신뢰도(Composite Reliability, CR) ≥.70의 기준[25]으로 확인하였다. 문항 판별타당도는 상관계수±(2×표준오차)값이 1을 포함하지 않는 기준[26]으로 확인하였다.
수렴타당도 검증은 본 도구와 KSE-12와의 상관관계를 분석하고 상관계수는 .50 이상의 중간 정도 상관관계 기준[27]을 만족하는지 확인하였다.
신뢰도 검증
내적 일관성 신뢰도는 Cronbach's ⍺값 .60~.70 이상 이면 중간 수준의 내적 일관성 신뢰도로 수용가능하다는 기준[27]에 근거하여 확인하였다.
검사-재검사를 위한 대상자 선정은 온라인 설문지에 연락처를 남긴 1차 연구대상자 중 무작위로 35명을 선정하였다. 1차 자료수집 시작 시점을 기준으로 3주 후에 재검사를 실시하였다. ICC (Interclass Correlation Coefficient)의 범위가 .50보다 작으면 낮은 수준, .50~.75는 사이는 수용할 수 있는 수준, .75~.90 사이는 신뢰할 수 있는 수준이며 .90보다 클 때 완벽한 수준이라는 기준[28]에 근거하여 확인하였다.
5. 자료분석
수집된 자료는 SPSS/WIN 26.0 프로그램과 Amos 26.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 기술 통계로, 탐색적 요인분석은 주성분 분석을 하여 직각회전 (orthogonal rotation) 방식 중 Varimax를, 확인적 요인분석은 최대우도법을 이용하였다. 모델적합도는 Normed x2, RMR, RMSEA, GFI, CFI, TLI, IFI를 평가 하였다. 문항의 수렴타당도는 표준화 요인적재량, C.R., AVE, CR, 문항의 판별타당도는 상관계수, 표준오차를 이용하여 확인하였다. 도구의 수렴타당도는 의사소통능력 평가도구와 KSE-12와의 관계를 Pearson's Correlation을 이용하여 검증하였다. 신뢰도 Cronbach's ⍺ 및 ICC로 분석하였다.
연구결과
1. 원 도구 수정
원도구의 내용타당도 결과 문항의 I-CVI 범위는 .78~1.00, S-CVI/Ave는 .90이었다. 문항 선정 시 전문가 6명 이상일 때 CVI≥.80, S-CVI/Ave≥.90을 권장하는 기준[14]에서 볼 때, CVI<.80인 28개 문항(6, 9, 10, 14, 15, 16, 17, 18, 19, 26, 27, 30, 37, 40, 43, 45, 47, 52, 55, 56, 57, 64, 78, 79, 82, 84, 85, 86번)이 기준에 미치지 못하여 삭제되었다. 다음으로 내용이 중복되는 6개 문항(2, 8, 54, 59, 60, 73번)과 간호사정에서 요구되는 의사소통능력과 거리가 있거나 하위개념과 맞지 않는 내용 등의 이유로 전문가 평가에서 부적절하다고 판단된 21개 문항(1, 5, 11, 12, 21, 22, 24, 39, 41, 46, 53, 63, 66, 67, 68, 69, 75, 80, 91, 88, 90번)을 삭제하였다. 이러한 과정을 거쳐 총 55개의 문항이 삭제되어 35문항의 도구로 1차 축약되었다.
2. 대상자의 일반적 특성
본 연구대상자의 연령은 30~39세 183명(46.2%), <30세 160명(40.4%), 40~49세 40명(10.1%), ≥50세 13명(3.3%) 순이었다. 성별은 남성 35명(8.8%), 여성 361명(91.2%)이었으며, 학력은 학사 275명(69.4%), 전문학사 64명(16.2%), 석 ․ 박사 이상 57명(14.4%) 순이었다. 결혼 여부는 미혼 245명(61.9%), 기혼 150명(37.9%)이었다. 임상 경력은 5~10년이 137명(34.6%), 현 부서 경력은 1~3년이 150명(37.9%)으로 가장 많이 나타났다. 직책은 일반 간호사 333명(84.1%)가, 근무부서는 일반 병동이 247명(62.4%)으로 가장 많았다(Table 1).
Table 1.
General Characteristics of Participants
3. 문항분석
문항별 평균과 표준편차는 3.11±1.06~4.05±0.72이며, 왜도 -0.73~-0.22, 첨도 -0.91~1.45로 확인되었다. 천장효과와 바닥효과는 모두 30.0% 미만이었다. 문항-총점 상관계수의 범위는 .31~.60이며 8개 문항(3, 4, 34, 36, 44, 74, 83, 87번)이 .40 미만(Table 2)으로 나타나 삭제한 결과 27개 문항으로 2차 축약되었다.
Table 2.
Exploratory Factor Analysis (Final stage) (N=196)
4. 타당도
27개 문항으로 축약된 Nursing Assessment Communication Competence Scale (NACCS)의 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 통해 구성타당도를 검증하였다. 탐색적 요인분석은 5차에 걸쳐 시행하였으며 고유값 1.0 이상, 요인적재값은 .30 이상으로 하였다.
1차 EFA 결과 27문항의 KMO값은 .86, x2=1,688.44 (p< .001)로 누적 설명력은 57.9%였다. 공통성(communality) .50 미만인 3개 문항(25, 58, 71번)과 요인으로 묶이지 않은 1개의 문항(70번)을 삭제한 결과 총 23개 문항이 도출되었다. 2차 EFA에서 KMO값은 .86, x2=1,355.16 (p<.001)로 누적 설명력은 57.8%였다. 공통성 .50 미만인 1개 문항(23번)을 삭제하고 총 22개 문항이 도출되었다. 3차 EFA에서 KMO값은 .86, x2=1,290.15 (p<.001)로 누적 설명력은 59.1%였다. 공통성 .50 기준 이하의 1개 문항(51번)을 삭제하여 총 21개 문항이 도출되었다. 4차 EFA에서 KMO값은 .87, x2=1,217.43 (p<.001)로 누적 설명력은 55.8%였다. 공통성 .50 기준 이하의 3개 문항(20, 62, 89번)이 확인되었으나 62번 ‘환자가 감정을 표현할 수 있도록 격려하였다.’, 89번 ‘간호사정 시 현 상황에 대한 환자의 관심과 견해를 물어보았다.’ 문항이 환자를 이해하고 치료적 의사소통 개념으로 접근하기에 적합한 문항으로 판단되어 남기고 20번 문항만 삭제하였다. 5차 EFA에서 KMO값은 .86 x2=1,126.151 (p<.001)로 누적 설명력은 56.7%였다. 공통성 .50 이하의 3개의 문항(32, 62, 89번) 중 32번 ‘이해하기 쉽게 설명하였다.’는 정보의 전달과정에 관련하여 필요한 문항이라고 판단되었으며 앞서 확인된 62, 89번 문항은 삭제하지 않았다.
요인분석 결과 32번 ‘이해하기 쉽게 설명하였다.’와 65번 ‘한 주제에서 다른 주제 혹은 다른 상황으로(예: 병력을 묻다가 신체사정으로 넘어갈 때) 전환할 때 이를 명확히 밝혔다.’ 문항은 환자와의 면담을 명료화 하는 과정에 대한 내용으로 제3요인으로 분류하였으며, 48번 ‘신체사정 중, 환자의 아픔을 배려하였다.’ 문항 역시 신체사정에 관련된 문항으로 제4요인에 재분류하였다. 회전된 성분행렬에서의 대부분의 요인적재값은 .30 이상이었다. 이러한 과정을 거쳐 최종 5개 요인, 20개의 문항으로 3차 축약되었다(Table 3).
Table 3.
Findings of Confirmatory Factor Analysis and Item Convergent-Discriminant Validity (N=200)
AVE=average variance extracted; C=connectioning; RB=rapport building; CAI=communicate and accept for information; CFI=comparative fit index; CMIN= x2 test; CR=composite reliability; DF=degree of freedom; E=estimate; GFI=goodness of fit Index; IFI=incremental fit index; Φ=correlation PA=physical assessment; RMR=root mean-square residual; RMSEA=root mean square error of approximation; SE=standard error.; S.E.=standardized estimate; TLI=Tucker-Lewis index.; UPP=understanding patient perspectives.
각 요인에 대한 명명은 다음과 같다. 제1요인은 6개의 문항으로 간호사정 초기 대화의 시작 단계이며 원 도구에서는 ‘대화열기’였으나 환자 대상자와의 원만한 관계를 초기에 형성하기 위한 내용으로‘다가가기’로 재명명하였다. 제2요인은 4개의 문항으로 존중, 공감, 지지, 격려 등 환자와의 라포를 형성하는 내용으로 원 도구 그대로 ‘라포 형성’으로 명명하였다. 제3요인은 4개의 문항으로 간호사정의 목적을 달성하기 위해 면담을 용이하게 하는 내용으로 원 도구의 ‘면담의 명료화’를 ‘정보의 전달과 수용’으로 재명명하였다. 제4요인은 3개의 문항으로 신체사정 중에 이루어질 수 있는 의사소통에 관한 내용으로 원 도구의 ‘신체검사 관련면담’에서 ‘신체 관련 사정’으로 변경하여 재명명하였다. 제5요인은 3개의 문항으로 간호사정 중 질병과 간호, 치료에 대한 환자의 관점을 이해하고 파악하는 내용으로 ‘환자관점 이해’로 명명하였다. 확인적 요인분석 결과 요인 적합도지수 x2=300.31 (p<.001), normed x2는 1.88, RMR은 .04, RMSEA는 .07이었다. GFI는 .87, CFI는 .90, TLI 는 .87, IFI는 .89였다.
문항수렴타당도 분석 결과 문항의 표준화 요인적재값은 .49~.71이었다. 한 개의 문항이 기준치 .50 이상에 미치지 못하였으나 문항의 내용상 의사소통능력 측정에 필수적인 문항이라고 판단되어 삭제하지 않았다. Critical ratio는 모든 문항에서 1.96 (p<.05), AVE .50~.56, CR .76~.86이었다. 문항의 판별타당도는 상관계수(Φ)에 2*표준오차(SE)를 ±한 결과 .42~ .99였다(Table 4). NACCS와 KSE-12와의 상관관계로 확인한 수렴타당도는 요인별 상관관계 지수는 r=.38~.51, r은 .59 (p< .001)로 중간 정도의 정적 상관관계를 보였다.
5. 신뢰도
NACCS의 신뢰도 검증에서 내적일관성 Cronbach’ ⍺는 .91이었으며 각 요인별 신뢰도는 .65~.79였다. 검사-재검사 신뢰도는 각 하위요인에서 ICC=.82~.90 (95% Confidence Interval)로 나타났다.
6. 축약본 도구 확정
축약된 도구 확정은 도구 개발 경험이 있는 간호학 교수 1인과 함께 도구를 구성하는 문항의 이해도와 정확도, 재명명한 요인 명과 요인별 문항의 적절성 평가를 시행하였다. 타당도 및 신뢰도가 검증된 문항을 그대로 유지하되 간호사정의 단계에 맞게 하위요인을 배치하였으며 도구 사용방법, 채점 방식 등에 대한 설명문을 제작하였다. 축약본 개발 절차를 다시 요약하면 원 도구의 총 90문항 중 내용타당도 검증을 통하여 55개 문항이 삭제되어 35문항의 예비도구가 준비되었다. 예비도구에 대한 문항분석 후 8문항이 추가 삭제되어 27문항으로 축소되었고 탐색적 요인분석 후 최종 5개 요인(다가가기 6문항, 라포 형성 4문항, 정보의 전달과 수용 4문항, 신체 관련 사정 3문항, 환자관점 이해 3문항), 20문항으로 축약되었다. 도구 최적화 단계를 거친 완성된 도구는 Appendix 1과 같다.
논 의
임상간호현장에서 환자의 요구를 파악하고 그에 해당하는 간호를 적절히 수행하기 위해서는 간호 사정단계에서의 의사소통이 무엇보다 중요하다. 본 연구에서는 임상간호사의 간호사정에 필요한 의사소통 능력을 사정하는 데 사용할 수 있는 의사소통능력 측정도구를 개발함에 있어 원 도구 개발자의 허락을 받고 기존 도구의 문항을 수정 ․ 보완한 축약본을 제작하여 도구의 타당도와 신뢰도를 수립하는 과정과 이에 따른 결과에 대하여 논의하고자 한다.
축약본을 완성하는 과정에서 의대생을 대상으로 개발되었기 때문에 임상간호사에게 맞지 않는 단어나 표현을 수정하고 내용이 중복되는 문항을 삭제하는 절차를 거쳐 90개 문항에서 20개 문항으로 축약하였다. 하위요인은 원 도구는 6개이나 축약본의 요인은 5개이다. 축약본의 5개의 하위요인은 간호사정 시 중요한 다가가기, 라포 형성, 정보의 전달과 수용, 신체 관련 사정, 환자관점 이해이다. 일반적으로 축약본 도구 개발 연구에서 원 도구의 요인 수와 일치하도록 요인 수를 설정하나[29] 원 도구 개발 당시 연구자들은 요인분석을 시행하지 않고 연구자가 임의로 하위요인을 구성하여 개발하였기 때문에 본 연구에서는 모든 측정변수가 모든 요인으로부터 영향을 받는다는 가정[30]하에 탐색적 요인분석을 시행하여 하위요인이 도출되고 명명하였다.
제1요인 ‘다가가기’는 6문항으로 구성되었고 설명력은 30.1 %로 가장 높았다. 제2요인 ‘라포 형성’은 4문항이며 설명력은 8.8%이다. 간호사정의 목적은 원만한 치료적 관계를 유지하여 대상자의 건강문제를 해결하는 것으로, 간호사는 대상자의 감정을 탐색하며 개방적인 의사소통이 진행될 수 있도록 신뢰 관계를 형성해야 하므로[31] 라포 형성은 간호사정에 있어 주요한 영역이다. 제3요인 ‘정보의 전달과 수용’은 4문항이며 설명력은 6.4%이다. 대상자에게 적절한 방법으로 정보를 제공하고 환자의 발언을 장려하도록 하는 것은 상호 의사소통 시 초점을 맞출 수 있도록 한다[9]는 점에서 문항 구성이 타당하다. 제4요인 ‘신체 관련 사정’은 3문항이며 설명력은 6.2%이다. 각 요인은 ‘통증 부위 사정’, ‘신체사정 중 배려’, ‘통증 표현 수용’ 등의 신체의 통증과 관련된 내용의 문항으로 통증 여부를 사정할 때 필요한 영역이다. 제5요인 ‘환자관점 이해’는 3문항으로 설명력은 5.3%이다. 간호사와 환자의 의사소통 마지막 단계는 의사소통 과정에서 인식된 환자의 요구와 문제를 적절히 해결하고 이에 대한 피드백으로 종결된다. 이 요인은 ‘환자의 관심과 견해’, ‘환자의 질환에 대한 우려나 지식수준’, ‘의학적 치료 및 간호에 대한 기대’를 사정하는 내용을 포함한다.
본 도구의 5개의 요인에 대한 총 누적 설명력은 56.7%였으며 사회과학 분야에서 누적 분산 비율이 보통 50.0~60.0% 정도면 좋은 설명력으로 간주되는 기준[20]에서 볼 때, 간호사정에 필요한 의사소통능력은 5개의 하위요인에 의해 적절히 측정된다고 볼 수 있다. 문항 수가 적은 축약본의 장점은 사용하기 편리하고 소요되는 시간이 짧다는 것이다. 그러나 축약본에 포함된 적은 수의 문항으로 그 개념을 충분히 측정할 수 있는가가 확인되어야 한다. 본 연구의 확인적 요인분석 결과를 보면 누적 설명 분산과 모형 적합도의 기준이 만족되어 각 요인의 구성이 임상간호사의 의사소통능력 개념 측정에 타당하다고 할 수 있다.
도구 검증 및 개발에 사용된 요인분석은 여러 관찰 가능한 측정변수들로부터 일반적인 잠재변수를 발견하는 통계적 과정이다[30]. 본 연구에서는 탐색적 요인분석을 통하여 변수 간의 내재된 관계를 찾아내어 요인을 도출한 뒤 도출된 요인의 수와 각 요인에 속할 변수들을 고정한 상태에서 검증하였다. 탐색적 요인분석에서 나타난 결과를 그대로 받아들여 요인을 구분하였고 확인적 요인분석을 시행하여 모델적합도 검증과 문항수렴타당도 등의 추가적인 검정과정을 거치며 엄격한 도구 검증 과정에 따른 방법으로 축약본을 검증하였다는 점에서 의의가 있다.
문항의 수렴타당도는 표준화 요인적재량에서 1개 문항이 .49로 기준치인 .50에 근접하였고 나머지 문항은 모든 기준을 만족하여 각 요인을 구성하고 있는 문항 간에는 서로 높은 상관관계가 있는 것을 확인하였고, 문항의 판별타당도 또한 상관계수±(2×표준오차)값이 1을 포함하지 않는 기준을 만족하여 5가지 하위요인들이 서로 중복되는 유사성 없이 독립적으로 개념을 측정하고 있다고 할 수 있다. 도구의 수렴타당도는 NACCS와 KSE-12의 상관관계 지수가 유의한 상관관계(r=.59, p< .001)를 보이며 만족할 만한 수준[22]으로 나타났다. 이는 본 도구가 두 개의 상호 수렴하는 상관관계를 보이는 개념 간의 상관성을 충분히 측정할 수 있음을 나타낸다.
내적 일관성 신뢰도 분석결과는 만족스럽다. 축약본 20문항의 전체 신뢰도 계수는 .91이었으며 ≥.90 ‘훌륭’, ≥.80 ‘우수’, ≥.70 ‘적당’, ≤.50는 신뢰하지 않는 것을 근거[32]로 볼 때 높은 내적 일관성을 나타내고 있다. 하위 요인별 신뢰도는 .65~.79로 수용 가능하다는 기준[27]을 충족하였다. 검사-재검사 신뢰도는 요인별 ICC 결과도 기준을 충족하여 시간과 독립적으로 안정적으로 개념을 측정한다고 판단된다.
본 도구의 제한점은 탐색적 요인분석에서의 2개의 문항이 통계적 적재값을 만족하는 하위척도로 분류되지 못하였다는 점이다. 따라서 추후 반복연구를 통하여 새로운 축약본의 개발을 시도하고 하위척도의 명명을 원 도구와는 별개로 달리할 검토할 할 필요가 있다. 두 번째, 검사-재검사 방법에 사용된 표본은 35명으로 기준인 30명 이상이기는 하나 다소 적은 표본 수로 볼 수 있으므로 추가적인 연구가 필요하다고 생각된다. 또 다른 제한점으로는 본 도구가 사용하는 자가평가 측정방법과 관련하여 자가평가에 의한 주관적 평가와 타인에 의한 객관적 평가는 측정된 결과가 다를 수 있으므로[33] 추후 이를 비교하는 연구를 진행한다면 흥미로운 연구가 될 것이다. 그럼에도 불구하고 본 연구에서는 포괄적 질문과 중복되는 내용을 최대한 배제하여 간호사가 대상자를 사정하는 단계에서 필요로 되는 의사소통능력을 빠르고 쉽게 자가 평가할 수 있도록 축약된 20개 문항의 도구를 완성하였다. 따라서 설문작성에 소요되는 시간을 단축할 수 있으며 임상현장에서 대면하는 환자를 사정할 때 필요한 간호사의 의사소통능력을 평가하는데 활용될 수 있는 도구라고 판단된다.
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