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J Korean Gerontol Nurs > Volume 24(1):2022 > Article
요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 구조모형: 확장된 직무요구-직무자원 모델의 적용

Abstract

Purpose

This study aimed to develop and test a structural model for burnout and work engagement of nurses in long-term care hospitals. The hypothetical model was constructed on the basis of the expanded Job Demand-Job Resources Model by Xanthopoulou, Baker, Demerouti, and Schaufeli and previous studies related to nurses’ burnout and work engagement.

Methods

The study participants included 232 nurses working in seven long-term care hospitals with over 100 bed located in Jeollanam-do and Jeollabuk-do. Data were collected from February 6 to February 16, 2020. Data were analyzed using descriptive statistics, Pearson’s correlation, and structural equation modeling by SPSS 21.0 and AMOS 21.0 programs.

Results

The final model showed a good fit to the empirical data: The factors that influenced burnout of nurses in long-term care hospitals were resilience (β=-.37), emotional demands (β=.29), work overload (β=.24), organization-based self-esteem (β=-.19), and social support (β=-.18) explaining 60.5% of the variance. The factors that influenced work engagement for nurses in long-term care hospitals were resilience (β=.44), burnout (β=-.32), and career-growth opportunity (β=.18) explaining 66.4% of the variance.

Conclusion

The model constructed in this study is recommended as a model to explain and predict the burnout and work engagement of nurses in long-term care hospitals. The results suggest that strategies for decreasing the burnout of nurses in long-term care hospitals should focus on resilience, emotional demands, work overload, organization-based self-esteem, and social support. In addition, strategies for increasing nurses’ work engagement should focus on resilience, burnout, career-growth opportunity, and social support.

서 론

1. 연구의 필요성

우리나라는 최근 출산율 하락과 평균수명 연장으로 65세 이상 노인이 2015년 13.1%에서 2021년 16.5%로 지속적으로 증가하고 있는 추세이다[1]. 전체 노인의 89.5%에서는 한 개 이상의 만성질병을 가지고 있어[2], 노인성 질환자의 장기요양 서비스를 확대하고 충족시키기 위해 2010년 867개에서 2021년 6월말 1,466개로 요양병원 수가 크게 증가하였다[3].
요양병원에서의 간호의 질은 의료서비스의 질에 크게 영향을 미치므로[4] 요양병원 간호사의 역할은 매우 중요하다. 요양병원 입원 환자는 노인성 질환, 치매, 뇌경색, 파킨슨병 등의 복합적인 문제를 가진 65세 이상 노인 환자가 대부분이다[5]. 요양병원 간호사는 이들 노인에게 환자의 특성에 따라 질병간호 뿐만 아니라 가족을 대신하여 환자목욕 및 식사수발 등의 다양한 돌봄역할을 수행하고 있다[6]. 또한 요양병원 간호사는 급성기 병원에 비해 부족한 간호인력으로 간호업무를 수행하면서[6], 요양보호사 관리, 환자평가표 작성, 간호사 고유업무 외에 끝없이 요구되는 일과[7], 요양병원 인증제 평가준비[8]등으로 인해 많은 직무 스트레스를 느끼는데 이러한 직무 스트레스를 해소하지 못하고 반복적으로 경험하면 결국 소진을 경험하게 된다[7].
소진이란 대인관계를 주로 하는 조직구성원들이 겪는 정서적 고갈, 비인간화, 자아성취감 저하의 총체적 현상을 말한다[9]. 요양병원 간호사의 소진정도를 보면 선행연구[6,8,10]에서 5점 만점에 2.92점~3.47점으로 나타나 요양병원 간호사가 소진을 경험하고 있음을 알 수 있다. 요양병원 간호사의 소진은 부정적인 직업태도를 유발하여 이직의도를 높이고[8,11], 자아성취감을 저하시키고, 간호업무성과를 감소시키고 오류를 증가시킴으로써[12] 간호서비스의 질을 저하시킨다. 그러므로 요양병원에서 간호사의 이직을 줄이고 간호서비스의 질을 높이기 위해서는 소진을 감소시키는 것이 매우 중요한 과제이다. 선행연구에서는 간호사의 소진에 영향을 주는 요인으로 직무요구[13 14], 직무 스트레스[15,16], 업무량[17,18], 환자 대 간호사 비율[19], 감정노동[10,15], 간호근무환경[6], 근무형태[6], 사회적 지지[20], 회복탄력성[20,21,22] 등 다양한 요인이 규명되었다.
직무열의란 업무에 대한 성취적, 긍정적인 마음가짐이며, 열정적으로 자신의 일을 해내는 완전히 직무에 몰입되어 있는 상태를 의미한다[23]. 직무열의가 높은 구성원은 긍정적인 피드백을 스스로 만들어 내어 주도적으로 일을 처리하며[24], 조직에 헌신하고 직무만족과 성과를 창출하여 변화를 주도한다[25]. 선행연구에서 간호사의 직무열의에 영향을 주는 요인은 사회적 지지[14,17,26], 긍정심리자본[27], 직무만족[27], 자기효능감[14], 회복탄력성[21]등으로 다양한 요인이 규명되었다.
연구결과 소진과 직무열의는 상호보완적이면서 비교적 강한 음의 상관관계를 갖는 독립적 개념으로 나타났으므로[19], 소진의 대안적 개념인 직무열의[23]를 부각함으로써 요양병원 간호사의 열정과 업무성과를 높일 필요가 있다. 직무열의에 대한 국내 선행연구에서 요양병원 간호사를 대상으로 한 연구는 한편도 없었고, 상급종합병원과 종합병원 간호사를 대상으로 한 연구[14]에서 간호사의 직무열의가 중간 또는 중간보다 조금 높게 나타나 직무열의를 증가시킬 필요가 있는 것으로 나타났다 따라서 요양병원에서 간호서비스의 질과 간호 업무성과를 높이며 이직을 줄이기 위해서 업무에 대한 부정적 시각인 소진에만 초점을 둘 것이 아니라 긍정적 시각인 직무열의를 함께 연구할 필요가 있다.
요양병원 간호사의 소진을 감소시키고 직무열의를 증가시키기 위해서는 이들 변수에 대한 영향요인을 파악해야 하고, 이를 위해 연구의 이론적 기틀이 필요하다. Demerouti 등[28]에 의해 제안된 직무요구-직무자원 모델(Job Demand-Job Resource Model)은 현재까지 많은 근로자의 직무 관련 연구에서 분석모델로 사용되어 왔다. 초기 모델은 소진을 설명하는 모델로 설정되었는데, 이후 Schaufeli 등[29]은 종속변수로 직무열의를 추가하여 직무요구와 직무자원은 소진에 영향을 미치고, 직무자원은 직무열의에 영향을 미치는 것으로 모델을 확장하였다. Xanthopoulou 등[30]은 이 모델에 독립변수로 개인자원을 추가하여 직무요구, 직무자원, 개인적 자원이 소진과 직무열의에 영향을 미친다는 확장모델을 제시하였다. 모델의 주요 개념에 대한 정의를 보면 직무요구는 직무를 수행하는데 있어 신체적, 사회적 또는 조직적 측면에서 요구되는 신체적 또는 정신적 노력을 의미하고[28], 직무자원은 직무의 물리적, 심리적, 사회적, 및 조직적 특성으로서 구성원이 업무목표를 달성하는 데 기여하며, 직무 요구로 인한 부정적 영향을 감소시킴으로써 심리적, 생리적 비용을 줄여주고, 개인의 성장과 발전을 자극하는 요인들을 의미한다[28]. 또한 개인자원은 자신의 주변환경을 통제하고 환경에 영향을 미치는 자신의 능력에 대한 인식을 의미한다[31]. 확장모델에서는 직무요구는 소진을 야기하고 직무열의를 감소시키며, 직무자원과 개인자원은 소진을 감소시키고 직무열의를 증진시킬 수 있다고 설명하고 있다.
간호분야에서도 이 모델을 기반으로 상급종합병원, 종합병원 및 요양병원 간호사를 대상으로 소진과 직무열의에 대한 연구가 이루어졌다. 이들 연구에서 직무요구, 직무자원, 개인 자원에 대한 측정변수로 포함되었거나 간호사의 소진과 직무열의에 대한 영향요인으로 규명된 변수를 보면 간호사의 직무 요구 변수로 업무과부하[14,17,32,33]와 감정적 요구[17,32], 직무자원 변수로 직무자율성[14,17] 경력성장기회[14] 및 사회적 지지[14,15], 개인자원 변수로 회복탄력성[10,16,20,21]과 조직기반 자아존중감[30]이 규명되어, 확장된 직무요구-직무자원 모델은 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 이론적 기틀로 유용한 것으로 판단된다. 직무요구-직무자원 모델을 기반으로 상급종합병원과 종합병원 간호사를 대상으로 소진과 직무열의에 대한 영향요인을 분석한 모형 연구는 2편[14,16]이 있었는데 요양병원 간호사는 이들 급성기 병원과는 간호대상자의 특성, 간호인력 구성, 조직의 특성, 직무 스트레스 요인 등에 차이가 있으므로[6,7] 요양병원 간호사를 대상으로 소진과 직무열의에 대한 영향요인을 규명하는 연구가 필요하다. 그런데 요양병원 간호사 대상의 모형 연구는 1편으로 임종간호수행과 관련하여 요양병원 간호사의 소진에 대한 구조 모형[34]이 있었는데 이 연구는 소진 영향요인을 임종간호에 초점을 맞추어 규명하였을 뿐 요양병원 간호사의 전반적인 소진에 대해 연구하지 않았고, 또한 직무열의에 대한 연구도 시행되지 않았다. 그러므로 요양병원 간호사를 대상으로 요양병원 간호사의 직무요구, 직무자원 및 개인자원이 부정적 변수인 소진 뿐 아니라 긍정적 변수인 직무열의에 미치는 영향을 동시에 파악할 필요가 있다.
이에 본 연구는 Xanthopoulou 등[30]의 확장된 직무요구-직무자원모델을 이론적 기틀로 하고 위에서 언급한 선행연구에서 간호사의 소진과 직무열의에 대한 영향요인으로 규명된 변수들을 선정하여, 요양병원 간호사의 소진과 직무열의를 설명하는 구조모형을 구축하여 검증함으로써 소진과 직무열의에 대한 영향요인을 규명하고자 한다. 본 연구결과는 요양병원 간호사의 소진을 감소시키고, 직무열의를 증가시키는 간호 중재전략을 개발하는데 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구목적

확장된 직무요구-직무자원 모델[30]을 적용하여 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 가설적 모형을 구축하고 모형의 적합도를 검증하며, 소진과 직무열의에 영향을 미치는 요인들의 직 ․ 간접적 효과를 파악하는 것이다.

3. 이론적 기틀과 가설적 모형

Xanthopoulou 등[30]의 확장된 직무요구-직무자원 모델과 이 모델을 기반으로 간호사의 소진과 직무열의를 연구한 선행문헌에 대한 고찰 결과를 기반으로 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 이론적 기틀을 구성하였다. 구체적으로는 소진을 종속변수로 할 때 독립변수는 직무요구, 직무자원 및 개인자원으로 설정하였다. 직무열의를 종속변수로 할 때에는 독립변수는 직무자원과 개인자원, 매개변수는 소진으로 설정하였다. 직무요구, 직무자원 및 개인자원에 포함시킨 변수는 선행문헌에서 간호사의 소진과 직무열의에 영향을 미친 변수들을 선정하였다. 구체적으로는 직무요구에는 업무과부하[14,17]와 감정적 요구[17], 직무자원에는 직무자율성[14,17], 경력성장기회[14] 및 사회적 지지[20,26], 개인자원에는 조직기반자아존중감[30]과 회복탄력성[10,16,20,21]을 선정하였다. 본 연구의 외생변수는 업무과부하, 감정적요구, 직무자율성, 경력성장기회, 사회적 지지, 조직기반자아존중감, 회복탄력성이며, 내생변수는 소진과 직무열의이며, 이론적 기틀에 따라 경로를 설정하여 가설적 모형을 구축하였다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 가설적 모형을 구축하고, 수집된 자료를 통해 모형의 적합도와 모형에서 제시한 가설을 검증하는 구조모형 연구이다.

2. 연구대상

본 연구의 대상자는 전남 S시와 K시, 전북 J시와 N시에 소재한 101~200병상 1개 요양병원, 201~300병상 2개 요양병원, 301병상 이상의 4개 요양병원, 총 7개의 다양한 규모의 요양병원 간호사를 대상으로 편의표집하였다. 구체적인 대상자 선정 기준은 요양병원 근무경력이 6개월 이상이고, 연구목적을 이해하고 동의한 간호사이며, 제외기준은 병동에서 근무하지 않는 간호관리자이다. 구조모형에서 적절한 표본 수는 학자에 따라 다양한 의견을 제시하는데, 최대우도법(Maximum Likelihood, ML)으로 분석할 경우 추천되는 표본의 크기는 최소 150명 정도가 필요하며 200~400명 정도면 바람직하다고 제시된다[35]. 이에 따라 표본수를 250명으로 결정하였고, 부적절한 응답률을 예상하여 설문지 280부를 배포하였다. 설문지는 278부가 수거되어 응답률 99.3%였고, 이 중 요양병원 근무 경력이 6개월 미만의 간호사들이 일부 있어 제외하였고, 또한 응답이 불충분한 설문지를 제외하여 총 46부를 제외하고 232부를 최종 연구대상으로 분석하였다.

3. 연구도구

1) 대상자의 특성

대상자의 일반적 특성으로 연령, 성별, 최종학력, 결혼상태, 종교, 근무부서, 직위, 요양병원 근무경력과 병원의 특성으로 병상수를 조사하였다.

2) 소진

Maslach와 Jackson [9]이 개발한 Maslach Burnout Inventory Scale (MBI)를 Jang [36]이 번역하고 Jung [37]이 수정 ․ 보완한 도구로 측정하였다. 측정문항은 3개 하위영역 총 22문항으로, 정서적 고갈 9문항, 비인간화 5문항, 자아성취감 저하 8문항(역문항)으로 구성되어 있으며, 5점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 소진 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .76이었으며, Jung [37]의 연구에서 .91이었고, 본 연구에서는 .89였다.

3) 직무열의

Schaufeli 등[38]이 개발한 Dutch Utrecht Work Engagement Scale (UWES-9)을 Baik [39]이 번역한 도구로 측정하였다. 측정문항은 3개 하위영역 총 9문항으로, 활력 3문항, 헌신 3문항, 몰두 3문항으로 구성되어 있으며, 7점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 직무열의 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .93이었으며, Baik [39]의 연구에서 .92였고, 본 연구에서는 .92였다.

4) 직무요구

본 연구에서 잠재변수인 직무요구는 업무과부하와 감정적 요구 변수로 측정되었다.

(1) 업무과부하

Van Veldhoven 등[40]이 개발한 Questionnaire on the Experience and Evaluation of Work (QEEW) 2.0 도구의 하위척도인 work-job demands 중 pace and amount of work를 Im [14]이 번역한 도구로 측정하였다. 측정문항은 6문항으로 구성되어 있고 4점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 업무과부하 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .86이었으며, Im [14]의 연구에서 .86이었고, 본 연구에서는 .84였다.

(2) 감정적 요구

Van Veldhoven 등[40]이 개발한 QEEW 2.0 도구의 하위척도인 Work-Job Demands 중 Emotional Workload를 Im [14]이 번역한 도구로 측정하였다. 측정문항은 5문항으로 구성되어 있고 4점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 감정적 요구 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .87이었으며, Im [14]의 연구에서 .87이었고, 본 연구에서는 .86이었다.

5) 직무자원

본 연구에서 잠재변수인 직무자원은 직무자율성과 경력성장기회, 사회적 지지 변수로 측정되었다.

(1) 직무자율성

Van Veldhoven 등[40]이 개발한 QEEW 2.0도구의 하위척도인 Work-Resources 중 Job Autonomy를 Im [14]이 번역한 도구로 측정하였다. 측정문항은 4문항으로 구성되어 있고 4점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 직무자율성 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .80이었으며, Im [14]의 연구에서 .83이었고, 본 연구에서는 .88이었다.

(2) 경력성장기회

Van Veldhoven 등[40]이 개발한 QEEW 2.0도구의 하위척도인 Work-Employment Conditions 중 Career Opportunities를 Im [14]이 번역한 도구로 측정하였다. 측정문항은 6문항으로 구성되어 있고 5점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 경력성장기회 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .87이었으며, Im [14]의 연구에서 .87이었고, 본 연구에서는 .86이었다.

(3) 사회적 지지

Van Veldhoven 등[40]이 개발한 QEEW 2.0 도구의 하위척도인 Work-Resources 중 Relationship with Supervisor (상사의지지)와 Relationships with Colleagues (동료의지지)를 Im [14]이 번역한 도구로 측정하였다. 상사의지지에 대한 측정문항은 10문항, 동료의지지에 대한 측정문항은 6문항으로 구성되어 있고 4점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 상사의지지와 동료의지지 정도가 높음을 의미한다. 도구 중 상사의지지 척도의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .87이었으며, Im [14]의 연구에서 .86이었고, 본 연구에서는 .91이었다. 동료의 지지 척도의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .81이었으며, Im [14]의 연구에서 .77이었고, 본 연구에서는 .81이었다.

6) 개인자원

본 연구에서 잠재변수인 개인자원은 조직기반자아존중감과 회복탄력성 변수로 측정되었다.

(1) 조직기반자아존중감

Pierce 등[41]이 개발한 Organizational Based Self-Esteem (OBSE) 도구를 Ko [42]가 수정 ․ 보완한 도구로 측정하였다. 측정문항은 10문항으로 구성되어 있고, 5점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 조직기반자아존중감 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 개발당시 Cronbach’s ⍺는 .87이었으며, Ko [42]의 연구에서 Cronbach’s ⍺는 .93이었고, 본 연구에서 Cronbach’s ⍺는 .95였다.

(2) 회복탄력성

Connor와 Davidson [43]이 개발한 Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC)을 Baek [44]이 번역, 타당화한 한국형 CD-RISC로 측정하였다. 측정문항은 5개 하위영역 총 25문항으로, 강인함 9문항, 인내력 8문항, 낙관성 4문항, 지지 2문항, 영성 2문항으로 구성되어 있고, 5점 척도로 측정하여 점수가 높을수록 회복탄력성 정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 개발당시 .89였으며, Baek [44]의 연구에서 .93이었고, 본 연구에서는 .96이었다.

4. 자료수집 및 윤리적 고려

본 연구의 자료수집은 G대학교 생명윤리심의위원회의 승인(IRB No. GIRB-A20-Y-0006)을 받은 후 2020년 2월 6일부터 2월 16일까지 이루어졌다. 연구자가 연구대상자에게 연구의 목적, 비밀보장, 익명성, 수집된 자료를 연구 이외의 목적으로는 사용하지 않을 것에 대해 설명한 후 자발적으로 서면 동의한 대상자에게 설문조사를 실시하였다. 설문지 응답에 소요되는 시간은 20분 정도였으며, 연구자가 직접 회수 하였다. 연구를 위해 수집된 모든 자료와 개인정보는 익명을 원칙으로 하여 철저히 비밀이 보장되며, 연구참여자에게는 소정의 답례를 제공하였다.

5. 자료분석

대상자의 일반적 특성 및 측정변수들의 서술적 통계, 측정변수간 상관관계 및 도구의 신뢰도 검정은 SPSS/WIN 21.0 (IBM Corp. Armonk, NY) 프로그램을 이용하여 분석하였다. 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 모형 검증은 AMOS 21.0 Program (IBM Corp. Armonk, NY)을 이용하여 공변량 구조분석을 실시하였고, 이때 가설적 모형의 적합도를 검증하기 위해 절대적합지수인 x2, x2/df, Root Mean square Residual (RMR), Standardized Root Mean square Residual (SRMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Goodness of Fit Index (GFI), Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI)를 이용하였다. 증분적합지수로는 Normed Fit Index (NFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Comparative Fit Index (CFI)를 이용하여 분석하였다. 가설적 및 수정 모형의 경로에 대한 유의성을 검증하기 위해 Standardized estimate, Critical ratio, p 값을 이용하여 분석하였다.

연구결과

1. 대상자의 특성

총 232명의 간호사 중 여성이 219명(94.4%)으로 대부분이었고, 평균연령은 43.82±9.94세였고, 50세 이상이 84명(36.2%)으로 가장 많았다. 교육정도는 ‘전문학사’가 157명(67.7%)으로 과반수 이상을 차지하였으며, 결혼상태는 ‘기혼’이 188명(81.0%)으로 대부분이었고, 종교는 ‘있음’이 145명(62.5%)으로 많았다. 근무부서는 ‘일반병동’이 186명(80.2%)으로 가장 많았으며, 근무형태는 ‘3교대 근무’가 163명(70.3%)으로 많았고, 직위는 일반간호사가 184명(79.3%)으로 대부분이었다. 근무경력은 ‘5~10년 미만’ 73명(31.5%)으로 가장 많았다(Table 1).

2. 측정변수의 서술적 통계, 확인적 요인분석 및 타당도 검증

직무요구의 측정변수인 업무과부하는 평균 1.32±0.57점(0~3점 범위), 감정적 요구는 평균 1.27±0.53점(0~3점 범위)이었다. 직무자원의 측정변수인 직무자율성은 평균 1.25±0.58점(0~3점 범위), 경력성장기회는 평균 2.26±0.62점(0~4점 범위)이었다. 사회적 지지는 평균 1.67±0.48점(0~3점 범위)이었다. 개인자원의 측정변수인 조직기반자아존중감은 평균 3.54±0.65점(1~5점 범위), 회복탄력성은 평균 3.49±0.58점(1~5점 범위)이었다. 소진은 평균 2.46±0.45점(1~5점 범위)이었다. 직무열의는 평균 4.60±0.84점(1~7점 범위)이었다.
연구변수들의 정규성을 확인한 결과 왜도는 -0.46~0.83, 첨도는 -0.62~2.67로 나타났는데, 왜도는 절댓값 2, 첨도는 절댓값 7보다 크지 않아[45] 정규분포 가정을 만족하였다.
측정도구에 대한 확인적 요인분석은 표준화 요인적재치의 절댓값이 0.5를 넘으면 중요한 변수라고 간주한다는 기준[45]을 적용하여 각 측정도구에 해당되는 문항의 요인적재치가 타당한지 검증을 위한 1차 확인적 요인분석을 실시하였다. 분석 결과 확인적 요인분석에서 업무과부하의 4번 문항, 사회적 지지에서 동료의지지의 4번과 6번, 상사의지지의 4번과 6번 문항, 소진의 15번 문항의 표준화 요인적재치가 0.5 미만으로 나타나 이들 문항을 모두 제거한 후 2차 확인적 요인분석을 실시하였다. 1차 확인적 요인분석에서 소진의 16번 문항은 .50 이상이었으나 2차 확인적 요인분석에서 .50 미만으로 낮게 나타나 추가 제거하였다.
잠재변수를 측정하는 측정변수들의 일치성 정도를 분석하기 위해 집중타당도를 검증한 결과 하위 항목들의 4개의 잠재변수 모두가 표준화 요인적재치가 모두 .0.5 이상으로 나타났고, 또한 개념신뢰도가 .87~.95로 .80 이상, 분산추출지수는 .69~.86으로 .60 이상으로 높게 나타나 측정변수들이 집중타당도가 있는 것으로 확인되었다(Table 2). 잠재변수의 Average Variance Extracted (AVE)는 상관계수의 제곱값보다 크면 판별타당도가 있다고 판단되는데[25], 본 연구에서 잠재변수들의 AVE 는 .68~.85이고 상관계수는 .11~.54로 판별타당도가 있는 것으로 확인되었다.

3. 가설적 모형 및 수정모형의 적합도 검증

본 연구의 가설적 모형에 대한 적합도 판단기준은 x2 검증이 p>.05, x2/df는 3 미만, GFI, AGFI, NFI, TLI, CFI는 .90 이상, RMSEA는 .08 이하 RMR은 .05 이하면 적합한 것으로 판단하였다[25]. 분석결과 절대적합지수인 x2은 348.20(p<.001)으로 적합하지 않은 것으로 나타났으며, 정규화 된 x2 (x2/df)는 3.29로 적합기준을 만족하지 못하였다. RMR은 .03으로 적합하였지만 GFI, AGFI, RMSEA는 각각 .86, .85, .10으로 권장수준에 미치지 못했다. 증분적합지수인 CFI는 .90으로 적합하였지만 NFI, TLI는 각각 .86, .85로 적합기준에 미치지 못하여 가설적 모형에 수정이 필요한 것으로 판단되었다. 이에 가설적 모형에 대한 적합도를 높이기 위해서 수정지수(Modification Index, MI)를 이용해 잠재변수의 측정지표의 오차항을 공분산 관계로 연결하는 요인 내 측정오차 상관(within-factor correlated measurement) 기법을 사용하였다[45]. 구체적으로는 수정지수를 이용해서 소진의 정서적 고갈(y1)의 오차항과 자아성취감 저하(y3)의 오차항(MI=29.79), 사회적 지지의 동료의지지(x5)의 오차항과 회복탄력성의 지지(x11)의 오차항(MI=23.57), 회복탄력성의 인내력(x9)의 오차항과 지지(x11)의 오차항(MI=10.81), 직무열의의 활력(y4) 오차항과 몰두(y6)의 오차항(MI=7.78)을 연결하여 수정모형을 구축하였다. 그 결과 수정모형의 경우, 절대적합지수인 x2은 250.67(p<.001)로 적합하지 않은 것으로 나타났으나 정규화된 x2 (x2/df)는 2.46으로 권장수준을 만족하였다. AGFI는 .832로 권장수준에 약간 미치지 못했지만, RMR, RMSEA, GFI는 각각 .03, .08, .90으로 는 권장수준을 만족하였다. 또한 증분적합지수인 NFI, TLI, CFI는 각각 .90, .90, .94로 권장수준을 만족하고 가설적 모형의 값보다 유의미하게 향상되었기 때문에 수정모형을 최종모형으로 결정하였다.

4. 수정모형의 검정 및 효과분석

수정모형의 총 13개 경로 중 통계적으로 유의하게 나타난 경로는 8개이었으며 각 경로의 경로계수와 유의성 검증 결과는 Figure 1, Table 3과 같다.
소진에 유의한 영향을 미치는 요인은 업무과부하(β=.24, p<.001), 감정적요구(β=.29, p<.001), 사회적 지지(β=-.18, p=.008), 조직기반자아존중감(β=-.19, p=.006), 회복탄력성(β=-.37, p<.001)으로 나타났다. 하지만 직무자율성과 경력성장기회는 유의한 영향을 미치지 않았다. 이들 변수의 소진에 대한 설명력은 60.5%로 나타났다. 직무열의에 유의한 영향을 미치는 요인은 경력성장기회(β=.18, p<.001), 회복탄력성(β=.44, p<.001), 소진(β=-.32, p<.001)으로 나타났다. 하지만 직무자율성, 사회적 지지, 조직기반자아존중감은 유의한 영향을 미치지 않았다. 이들 변수의 직무열의에 대한 설명력은 66.4%로 나타났다.
수정모형에서 각 경로의 직접효과, 간접효과, 총효과는 Table 3과 같다.
소진에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직무요구 변수 중 감정적요구는 직접효과(r=.29, p<.001), 총효과(r=.29, p<.001)가 있었고, 다음으로 업무과부하는 직접효과(r=.24, p<.001), 총효과(r=.24, p<.001)가 있었다. 직무자원 변수를 보면 사회적 지지는 직접효과(r=-.18, p=.008), 총효과(r=-.18, p=.008)가 있었다. 하지만 직무자율성과 경력성장기회는 직접효과와 총효과가 유의하지 않았다. 개인자원 변수를 보면 회복탄력성이 가장 큰 직접효과(r=-.37, p<.001), 총효과(r=-.37, p<.001)가 있었다. 다음으로 조직기반자아존중감이 유의한 직접효과(r=-.19, p=.006), 총효과(r=-.19, p=.006)가 있었다.
직무열의에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직무요구 변수 중 감정적요구는 유의한 간접효과(r=-.09, p=.981), 총효과(r=-.09, p=.003)가 있었다. 다음으로 업무과부하는 유의한 간접효과(r=-.08, p=.006), 총효과(r=-.08, p=.006)가 있었다. 직무자원 변수를 보면 경력성장기회는 직접효과(r=.18, p<.001), 총효과(r=.17, p=.016)가 있었다. 사회적 지지는 직접효과는 유의하지 않았지만 유의한 간접효과(r=.06, p=.003), 총효과(r=.13, p=.040)가 있었다. 반면 직무자율성은 직접효과, 간접효과, 총효과가 유의하지 않았다. 개인자원 변수를 보면 회복탄력성은 직접효과(r=.44, p<.001), 간접효과(r=.12, p=.005), 총 효과(r=.56, p=.004)가 있었다. 조직기반자아존중감은 유의한 간접효과(r=.06, p=.013)가 있었지만, 직접효과와 총효과는 유의하지 않았다. 매개변수인 소진은 유의한 직접효과(r=-.32, p<.001), 총효과(r=-.32, p<.001)가 있었다.

논 의

요양병원 간호사의 소진은 Maslach Burnout Inventory Scale로 측정한 결과 평균 2.46점(1~5점 범위)으로 나타났다. 이러한 결과는 같은 도구로 요양병원 간호사를 대상으로 조사한 Hyeon과 Lee [10]에서 보고한 3.47점 보다는 낮았다. 하지만 Kwon과 Lee [46]의 연구에서 종합병원 간호사의 소진 정도보다 높은 수준이어서 요양병원 간호사가 종합병원 간호사보다 소진을 더 경험하고 있음을 확인할 수 있었다. 요양병원 간호사의 직무열의는 Dutch Utrecht Work Engagement Scale을 Baik [39]이 번역한 도구로 측정한 결과 4.60점(1~7점)으로 중간정도로 나타났다. 국내에서 요양병원 간호사를 대상으로 직무열의에 대한 연구가 없어 직접 비교할 수 없었으나, Im [14]의 연구에서 같은 도구를 사용하여 상급종합병원과 종합병원 간호사의 직무열의를 측정한 결과 4.14점으로 요양병원 간호사는 종합병원 간호사와 유사한 수준의 직무열의가 있음을 확인할 수 있었다. 요양병원 간호사의 소진은 이직의도를 높이고[8], 간호서비스의 질을 저하시키며, 직무열의는 업무에 대한 긍정적 시각을 높이고 주도적인 일처리를 하게 하므로[29], 요양병원 간호사의 소진을 감소시키고, 직무열의를 향상시키기 위한 적극적인 중재가 필요하다.
본 연구는 Xanthopoulou 등[30]의 확장된 직무요구-직무자원모델을 이론적 기틀로 하여 모형을 구축하고 수정모형을 최종모형으로 구축하였다. 최종모형의 적합도는 적절하였고, 요양병원 간호사의 소진에 대한 설명력은 60.5%, 직무열의에 대한 설명력은 66.4%로 높은 설명력을 보였으므로, 최종모형은 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 높은 설명력을 보이는 모형으로 생각된다.
최종모형에서 요양병원 간호사의 소진에 대한 영향요인을 확장된 직무요구-직무자원모델에서 제시한 영향요인인 직무요구, 직무자원, 개인자원 순으로 논의하고자 한다. 요양병원 간호사에게 부과되는 직무요구는 소진을 야기할 수 있는 요인이다. 본 모형에서는 직무요구 요인으로 업무과부하와 감정적 요구 변수가 포함되었는데, 모형검증 결과 이들 변수는 둘 다 소진에 유의한 정적 영향을 미쳐 업무과부하와 감정적요구가 많을수록 소진이 높은 것으로 나타났으며, 감정적요구(β=.29)가 업무과부하(β=.24)보다 소진에 좀 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 선행연구에서 요양병원 간호사를 대상으로 감정적 요구, 업무과부하와 소진의 관계를 분석한 연구는 없어 직접적 비교는 가능하지 않다. 하지만 종합병원 간호사를 대상으로 한 Im [14]과 Kim [17]의 연구와 7개 유럽 국가의 간호사 1,156명을 대상으로 한 Anthony 등[32]의 연구에서 업무과부하가 소진과 유의한 정적 상관관계를 보인 것은 본 연구 결과를 간접적으로 지지한다.
또한 간호사를 대상으로 한 Aiken 등[16]의 연구에서 높은 환자 대 간호사 비율은 업무량을 증가시켜 소진을 초래하며 이직의도를 높인 것으로 나타난 것과 요양병원 간호사를 대상으로 한 Lee 등[6]의 연구에서 간호근무환경이 나쁠수록 소진에 정적 영향을 미친 것으로 나타난 결과(β=-.29, p<.001)는 소진에 대한 이들 영향요인이 업무과부하에 반영될 수 있는 변수이므로 본 연구결과를 지지한다. 한편 Xanthopoulou 등[30]의 네덜란드의 전기 및 전자 회사 직원 714명을 대상으로 한 연구에서 감정적요구(r=.85, p<.001)가 업무량(r=.54, p<.001)보다 소진에 더 큰 영향을 미치는 것과 유사한 결과이다. 따라서 요양병원 간호사의 소진을 감소시키기 위해서는 감정적 요구를 감소시키고 환자 대 간호사 비율을 높이며 간호근무환경을 개선할 필요가 있음을 시사한다.
요양병원 간호사의 직무자원은 직무요구가 소진에 미치는 부정적인 효과를 완충시켜줄 수 있는 요인으로[29] 본 모형에서는 직무자율성, 사회적 지지, 경력성장기회가 포함되었다. 요양병원 간호사의 사회적 지지는 소진에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 선행연구에서 요양병원 간호사[20]의 사회적 지지가 소진에 부적 영향 또는 부적 관계가 있는 것으로 나타난 것과 일치한다. 선행연구에서 사회적 지지 중 상사의지지는 업무수행에 관심을 가지고 도와주며[47], 동료의지지는 직무만족, 직무 스트레스, 조직몰입 및 이직의도 등과 유의한 관계가 있으므로[48], 요양병원 간호사의 소진을 감소시키기 위해서는 사회적 지지를 높이는 전략이 필요하다. 경력성장기회는 소진과 부적 상관관계가 있었으나 유의한 영향을 미치지 않았다. 선행연구에서 간호사를 대상으로 경력 성장기회와 소진의 관계나 영향을 분석한 연구는 없었다. Yoo [49]의 Personal Recognition 전문회사의 실무자 대상 연구에서 경력성장기회가 소진에 부적 영향을 미치는 것으로 나타난 것은 본 연구결과를 간접적으로 지지한다. 하지만 간호사 대상의 선행연구가 없으므로 반복연구가 필요하다.
요양병원 간호사의 개인자원은 직무자원과 함께 직무요구가 소진에 미치는 부정적인 효과를 완충시켜줄 수 있는 요인이다. 개인자원은 스스로 통제가 가능하고 환경에 영향을 미치는 자신의 능력에 대한 개인의 의식수준을 의미하는데[42], 본 모형에서는 회복탄력성과 조직기반자아존중감이 포함되었으며, 이들 변수는 둘 다 소진에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 요양병원 간호사의 회복탄력성은 소진에 가장 큰 부적 영향을 미치는 변수로 나타났으며 회복탄력성이 클수록 소진이 낮게 나타났다. 이러한 결과는 요양병원 간호사를 대상으로 한 연구[20]에서 회복탄력성이 소진에 가장 큰 부적 영향을 미치는 변수로 나타난 것과 일치하는 결과이다. Kim 등[22]의 대학병원과 종합병원 간호사 대상 연구에서 회복탄력성이 소진에 가장 큰 영향을 미치는 변수로 나타난 결과는 본 연구결과를 간접적으로 지지하며, 회복탄력성이 소진을 감소시킬 수 있는 매우 중요한 변수임을 확인할 수 있었다. 또한 Hyen [10]의 요양병원 간호사 대상과 Kang [50]의 종합병원 간호사 대상 연구에서도 회복탄력성이 증가할 때 소진은 감소하는 것으로 나타났다. 따라서 요양병원 간호사의 소진을 감소시키기 위해서는 회복탄력성을 강화시키는 것이 전략임을 시사한다.
조직기반자아존중감은 소진에 부적 영향을 미치는 요인으로서 조직기반자아존중감이 높을수록 소진이 낮은 것으로 나타났다. 지금까지 선행연구에서 요양병원간호사를 포함한 간호사를 대상으로 조직기반자아존중감과 소진의 관계나 영향을 분석한 연구는 없었다. 타직종 근로자에 대한 연구와 비교해보면 Xanthopoulou 등[30]의 전기 및 전자 회사 직원 대상 연구에서 개인자원에 조직기반자아존중감, 자기효능감, 낙관성을 포함시켰는데 개인자원이 소진에 유의한 부적 영향을 미치는 변수로 나타난 것은 본 연구결과를 간접적으로 지지한다. 조직기반자아존중감은 조직내에서 가치있는 존재라고 믿고 역할을 수행하게 하는데, 본 연구에서 요양병원 간호사의 조직기반자아존중감이 중간정도(5점 만점에 평균 3.54점)으로 나타나 소진을 감소시키기 위해 조직기반자아존중감을 증가시키는 것이 필요하겠다. 이상의 직무자원과 개인자원의 소진에 대한 연구결과를 종합하면 개인자원인 회복탄력성과 조직기반자아존중감이 직무자원인 사회적 지지보다 요양병원 간호사의 소진을 완충시키는 데 더 큰 영향을 미쳤다. 이는 Yang과 Gu [20]의 요양병원 간호사를 대상으로 한 연구에서 개인자원인 회복탄력성이 직무자원인 사회적 지지보다 소진에 더 큰 영향을 미치는 것과 유사한 결과이다. 따라서 요양병원 간호사의 소진을 감소시키기 위해 개인자원을 높이는 전략을 적용할 필요가 있겠다.
요양병원 간호사의 직무열의에 대한 영향요인을 논의해보면 확장된 직무요구-직무자원 모델[20]에서는 직무자원, 개인자원, 소진 요인이 직무열의에 직접적으로 영향을 주고, 직무요구는 소진을 통해 간접적으로 영향을 주는 것으로 제시하고 있다[30]. 본 모형에서 직무자원 요인을 보면 요양병원 간호사가 지각하는 경력성장기회가 사회적 지지보다 직무열의에 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 지금까지 선행연구에서 요양병원 간호사를 대상으로 한 경력성장기회와 직무열의의 관계나 영향을 분석한 연구는 없었고, 상급종합병원과 종합병원 간호사를 대상으로 한 Im [14]의 연구에서 직무자원의 측정변수로 경력성장기회를 포함시켰는데 직무자원이 직무열의에 유의한 정적영향을 미친 것으로 나타난 것은 본 연구결과를 간접적으로 지지한다. 사회적 지지는 본 연구에서 직무열의에 직접효과는 유의하지 않았으나 소진을 통한 간접효과와 총효과가 유의한 것으로 나타나 사회적 지지는 소진을 감소시킴으로써 직무열의를 높이는 것으로 알 수 있었다. 이러한 결과는 국내 선행연구에서 요양병원 간호사를 대상으로 한 사회적 지지와 직무열의의 관계나 영향을 분석한 선행연구는 없었지만, 국외연구에서 Garcia-sierra 등[26]의 간호사 대상 연구에서 사회적 지지가 직무열의에 유의한 정적 영향을 미친 것과 일치하는 결과이다.
개인자원 요인을 보면 요양병원 간호사의 회복탄력성은 직무열의에 가장 큰 정적 영향을 주는 변수로 나타나, 회복탄력성이 클수록 직무열의가 높게 나타났다. 요양병원 간호사를 대상으로 회복탄력성과 직무열의간의 관계나 영향을 분석한 연구는 없었지만 상급종합병원과 종합병원 간호사 대상 연구[21]에서 회복탄력성이 직무열의와 유의한 정적 상관관계를 나타낸 결과는 본 연구결과를 간접적으로 지지한다. 따라서 요양병원 간호사의 직무열의를 높이기 위해서는 회복탄력성을 강화시키는 것이 효과적인 전략임을 시사한다. 조직기반자 아존중감은 직무열의와 상관관계는 있으나, 직무열의에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 지금까지 간호사 대상 국내 선행연구에서 조직기반자아존중감과 직무열의와의 관계를 분석한 연구는 없었으므로, 반복연구를 통해 확인이 필요하다.
본 모형에서 요양병원 간호사의 소진은 직무열의에 회복탄력성 다음으로 큰 영향을 주었으며, 부적 영향을 주는 변수로 나타나 소진이 클수록 직무열의는 낮게 나타났다. 이러한 결과는 지금까지 국내 선행연구에서 요양병원 간호사를 대상으로 소진과 직무열의의 관계나 영향을 분석한 연구는 없어 직접적인 비교는 가능하지 않다. 하지만 상급종합병원과 종합병원 간호사를 대상으로 한 Im [14]의 연구에서 소진은 직무열의에 유의한 부적 영향을 미쳤고, Schaufeli와 Bakker [29]의 국외 선행연구에서 소진이 직무열의에 부적영향을 미친 것으로 나타나 본 연구결과를 간접적으로 지지한다. 직무요구 요인인 업무과부하와 감정적요구는 요양병원 간호사의 소진을 통해 간접적으로 직무열의에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다.
본 연구의 제한점을 보면 간호사의 소진에 영향을 미치는 객관적 지표에 해당하는 간호사대 환자 비율이나 간호사의 근무환경 등이 변수로 반영되지 않았고, 대상자들이 느끼는 주관성에 기반한 변수들에만 의존하고 있으므로 결과를 해석하는데 주의가 필요하다. 또한 일 지역 요양병원 간호사를 대상으로 하였으므로 연구결과를 일반화하는데 제한이 있다는 점이다. 본 연구의 의의는 국내에서 처음으로 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 모형을 구축하여 영향요인을 파악했으며, 개발된 모형은 앞으로 요양병원 간호사의 소진을 예방하고 직무열의를 증가시키기 위해 체계적인 연구를 수행하는데 기여를 할 수 있다는 것이다. 또한 본 모형은 요양병원 간호사의 소진감소와 직무열의 증진을 설명하는 중범위 이론개발에 활용 될 수 있다는데 의의가 있다.

결론 및 제언

본 연구는 Xanthopoulou 등[30]의 확장된 직무요구-직무자원모델을 이론적 기틀로 하고 선행연구에서 간호사의 소진과 직무열의에 관련이 있는 것으로 규명된 변수들을 선정하여 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 구조모형을 구축하여 검증함으로써 요양병원 간호사의 소진감소와 직무열의 향상을 위한 간호중재 전략 개발의 기초자료를 제공하고자 시도되었다.
본 연구를 통해 구축한 요양병원 간호사의 소진과 직무열의 최종모형은 소진과 직무열의를 설명, 예측하는데 적합한 모형으로 판단된다. 요양병원 간호사의 소진에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 회복탄력성이었으며, 감정적요구, 업무과부하, 조직기반자아존중감, 사회적 지지 순이었고, 모형의 설명력은 60.5%였다. 요양병원 간호사의 직무열의에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 회복탄력성이었으며, 다음으로 소진, 경력성장기회 순이었고, 모형의 설명력은 66.4%였다. 이들 변수를 기반으로 요양병원 간호사의 소진을 감소시키고, 직무열의를 향상시키는 중재전략을 개발하여 적용할 것을 적극적으로 권장한다.
추후 연구를 위한 제언으로는 첫째, 일 지역 요양병원 간호사를 대상으로 하였고, 확장된 직무요구-직무자원모델을 기반으로 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 모형구축 연구를 처음으로 시도하였으므로, 앞으로 요양병원의 규모와 간호등급에 따른 다양한 요양병원 간호사를 대상으로 반복연구가 필요하다. 둘째, 요양병원 간호사의 소진과 직무열의에 대한 영향요인을 기반으로 요양병원 간호사의 소진 감소와 직무열의 증진을 위한 프로그램을 개발하고 적용하여 효과를 검증하는 연구가 필요하다. 셋째, 환자 대 간호사 비율이나 간호 근무환경 등의 간호사 소진의 유의한 영향요인을 포함하여 요양병원 간호사를 대상으로 한 연구가 필요하다.

CONFLICT OF INTEREST

The authors declared no conflict of interest.

AUTHORSHIP

Research concept & design - YEO and GMO; Data collection - YEO; Data analysis & interpretation - YEO and GMO; Drafting & critical revision of manuscript - YEO and GMO; Final approval - YEO and GMO.

FUNDING

None.

ACKNOWLEDGEMENTS

This manuscript is based on a part of the first author's doctoral dissertation from Gyeongsang National University.

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Figure 1.
Path diagram for the modified model.
jkgn-24-1-108f1.jpg
Table 1.
General Characteristics of the Participants (N=232)
Characteristics Categories n (%) or M±SD
Sex Male 13 (5.6)
Female 219 (94.4)
Age (year) <30 26 (11.2)
30~39 45 (19.4)
40~49 77 (33.2)
≥50 84 (36.2)
43.82±9.94
Education level Collage 157 (67.7)
University 69 (29.7)
Master 6 (2.6)
Marital status Single 44 (19.0)
Married 188 (81.0)
Religion Yes 145 (62.5)
No 87 (37.5)
Working department General ward 186 (80.2)
Bedridden ward 14 (6.0)
ICU 32 (13.8)
Working type 3 shifts 163 (70.3)
Day shift 69 (29.7)
Position General nurse 184 (79.3)
Charge nurse 26 (11.2)
Head nurse 22 (9.5)
Work experience (year) <2 45 (19.4)
2~4 57 (24.6)
5~9 73 (31.5)
≥10 57 (24.6)
6.83±5.92
Hospital size 101~200 18 (7.8)
201~300 58 (25.0)
≥301 156 (67.2)
Table 2.
Descriptive Statistics and Confirmatory Factor Analysis of Measurement Model (N=232)
Variables Range M±SD Skewness Kurtosis Std. factor loading AVE CR
Job demand x1: Work overload 0~3 1.32±0.57 0.42 0.35
x2: Emotional demands 0~3 1.27±0.53 0.83 0.97
Job resources x3: Job autonomy 0~3 1.25±0.58 0.11 0.13
x4: Career growth opportunity 0~4 2.26±0.62 -0.46 0.91
Social support x5: Support from colleagues 0~3 1.71±0.53 0.41 0.03 .60 .86 .92
x6: Support from supervisor 0~3 1.63±0.55 0.08 -0.39 .95
Total 0~3 1.67±0.48 0.30 -0.38
Personal resources x7: Organizational-based self esteem 1~5 3.54±0.65 0.33 -0.12
Resilience x8: Hardiness 1~5 3.40±0.63 0.04 0.19 .92 .79 .95
x9: Persistence 1~5 3.59±0.65 0.08 0.15 .92
x10: Optimism 1~5 3.48±0.71 -0.36 0.56 .86
x11: Support 1~5 3.85±0.68 -0.30 -0.04 .70
x12: Spirituality 1~5 3.19±0.71 0.00 0.20 .51
Total 1~5 3.49±0.58 -0.01 0.32
Burnout y1: Emotional exhaustion 1~5 2.65±0.69 0.30 -0.01 .68 .69 .87
y2: Depersonalization 1~5 2.17±0.59 0.33 -0.08 .75
y3: Reduced personal accomplishment 1~5 2.56±0.46 0.47 2.67 .50
Total 1~5 2.46±0.45 0.07 0.10
Work engagement y4: Vigor 1~7 4.24±0.95 -0.32 0.86 .80 .77 .91
y5: Dedication 1~7 4.58±0.93 -0.22 0.97 .96
y6: Absorption 1~7 4.97±0.90 0.01 -0.62 .82
Total 1~7 4.60±0.84 0.00 0.03

AVE=Average variance extracted; CR=Construct reliability; Std.=Standardized.

Table 3.
Standardized Estimates, C.R, SMC, Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for the Modified Model (N=232)
Endogenous variables Exogenous variables S.E C.R (p) SMC Direct effect (p) Indirect effect (p) Total effect (p)
Burnout Job demand Work overload .24 4.05 (<.001) .605 .24 (<.001) .24 (<.001)
Emotional demands .29 4.73 (<.001) .29 (<.001) .29 (<.001)
Job resources Job autonomy -.08 -1.47 (.142) -.08 (.142) -.08 (.142)
Career growth opportunity .04 0.71 (.476) .04 (.476) .04 (.476)
Social support -.18 -2.65 (.008) -.18 (.008) -.18 (.008)
Personal resources Organizational-based self esteem -.19 -2.72 (.006) -.19 (.006) -.19 (.006)
Resilience -.37 -4.73 (<.001) -.37 (<.001) -.37 (<.001)
Work engagement Job demand Work overload -.08 (.006) -.08 (.006)
Emotional demands -.09 (.003) -.09 (.003)
Job resources Job autonomy .0 0.02 (.981) .664 .00 (.981) .03 (.072) .03 (.642)
Career growth opportunity .18 3.40 (<.001) .18 (<.001) .01 (.319) .17 (.016)
Social support .07 1.23 (.217) .07 (.217) .06 (.003) .13 (.040)
Personal resources Organizational-based self esteem .02 0.37 (.709) .02 (.709) .06 (.013) .09 (.344)
Resilience .44 5.30 (<.001) .44 (<.001) .12 (.005) .56 (.004)
Burnout -.32 -4.72 (<.001) -.32 (<.001) -.32 (<.001)

C.R=Critical ratio; S.E=Standardized estimates; SMC=Squared multiple correlation.

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