Journal of the Korea Academia-Industrial cooperation Society Vol. 19, No. 11 pp. 672-681, 2018 https://doi.org/10.5762/kais.2018.19.11.672 ISSN 1975-4701 / eissn 2288-4688 최형심영산대학교보건의료대학간호학과 Validity and Reliability of Korean version of Professional Quality of Life Scale-Short Form(ProQOL-K-SF) for Staff of Long-term Care Insurance for Elderly Hyoung-Shim Choi Department of Nursing, Youngsan University 요약본연구의목적은한국어판전문직삶의질측정도구 - 간편형 (Korean version of Professional Quality of Life Scale - Short Form, 이하 ProQOL-K-SF) 의타당도와신뢰도를검증하기위한것이다. 건강보험공단에서노인장기요양업무를수행하는 191명의장기요양요원에게자료를수집하였으며, SPSS/WIN 21.0을활용하여탐색적요인분석을통한타당도검증과내적일관성검사를통한신뢰도검증을실시하였다. 요인분석결과한국어판전문직삶의질측정도구- 간편형 (ProQOL-K-SF) 는총 13문항, 공감만족과공감피로두가지요인구조로확정되었으며, 13문항의타당도가검증되었다. 공감피로의요인적재량값은.70~.86 이었고공감만족의요인적재량값은.71~.82 이었으며, 총분산은 60% 이상으로타당도가확인되었다. 전체도구와두개의하부요인의신뢰도는.76~.90이었다. 또한 30문항의한국어판전문직삶의질측정도구원도구와의상관관계분석에서공감피로가.93, 공감만족이.95의높은양의상관관계를나타내었다. 연구결과장기요양인력을대상으로한 ProQOL-K-SF는적절한타당도와신뢰도를지닌전문직삶의질을평가하기적합한도구로확인되었다. Abstract This study was conducted to test the validity and reliability of the Korean version of the Professional Quality of Life Scale-Short Form (ProQOL-K-SF). Survey data were collected from 191 staff involved in long-term care insurance who worked for National Health Insurance Services. Construct validity using exploratory factor analysis and the internal consistency reliability were determined using SPSS/WIN (21.0). Factor analysis of the ProQOL-K-SF demonstrated that it has a two-factor structure (compassion satisfaction and compassion fatigues) and 13 items that support construct validity. Factor loadings of the compassion satisfaction ranged from 0.70-0.86, factor loading of the compassion fatigues ranged from 0.71-0.82 and the total variance was 60%. The ProQOL-K showed interanal consistency based on Cronbach's α, with a total scale and two sub scale values of 0.76-0.90. fatigue and compassion satisfaction of 30 items of the ProQOL-K were positively correlated with those of 13 items of the ProQOL-K-SF. The results support that the ProQOL-K has satisfactory construct validity and is a reliable measure of professional quality of life in Korea. Keywords : Quality of life, fatigue, Satisfaction, Validity, Reliability 본논문은 2018 학년도영산대학교교내연구비의지원에의하여이루어진것임. * Corresponding Author : Hyoung-Shim Choi(Youngsan Univ.) Tel: +82-55-380-9342 email: hyoungshim@daum.net Received October 1, 2018 Revised (1st October 11, 2018, 2nd October 18, 2018) Accepted November 2, 2018 Published November 30, 2018 672
1. 서론 1.1 연구의필요성 2017년상반기노인장기요양보험인정자의경우국내총노인인구의 7.7%(55만2 천명 ) 로 2009년도의 5.4% 에비하여큰폭으로증가하였다 [1]. 이에따라장기요양보험제도의정착및서비스질향상은노인및노인을수발하는가족의삶의질향상에매우중요한요인으로대두되고있으며, 이를위해서는유능한장기요양요원의확보가필수적이다 [2]. 그러나장기요양요원의경우장기요양이용신청자수가매년증가하고업무부담은점점커지고있어직무스트레스, 사기저하및전문직정체성의위기를경험하고있다 [3]. 장기요양요원은서비스요구도조사나이용지원등의업무를수행하는과정에서대상자들이적절한도움을받고고통에서벗어나안정되는모습을보면서만족감을느낄수도있고, 노인의낮은건강상태나노인을돌보는가족들이호소하는고통에감정이입을경험하기도하며, 이로인해이차외상성스트레스의증상인수면장애나대상자모습이자꾸떠오는증상, 회피, 우울감등도경험하게된다 [4,5]. 특히장기요양요원은국민건강보험공단의장기요양요원 ( 간호사및사회복지사등 ) 뿐만아니라장기요양기관의간호사나사회복지사등으로확대할수있는데이들의경우업무과중, 사무처리, 대상자와의복잡한문제, 직원부족, 적절한지지결여등을원인으로높은직무스트레스및이직률을나타내고있고높은이직률은장기요양서비스의질, 서비스의안정성및일관성을유지하는데부정적인영향을끼칠수있다 [2,6]. Figley는트라우마를경험한대상자들을도와주는돌봄제공자들은소진, 우울증, 이차외상성스트레스등부정적인건강증후군의발생위험이높다고하였으며이들이경험하는부정적인증상을 공감피로 로명명하였다 [7]. 한편, Stamm은 Figley의공감피로개념에다른사람을도와주면서느끼는보람을의미하는 공감만족 (compassion satisfaction) 의개념을추가하면서이것을전문직삶의질 (Professional Quality of Life) 을구성하는두가지측면이라고하였고, 공감피로를이차외상성스트레스와소진을포함하는상위개념으로보았다 [9, 7]. 공감피로의증가는다양한신체적, 정신적건강에부정적인영향을미치며, 이는소진의증가로이어져환자서비스의질을떨어뜨리는결과를초래할수있다 [10, 11]. 이와반대로공감만족 (compassion satisfaction) 은이차외상성스트레스와소진을감소시키는긍정적인보상을일으킨다 [12]. 돌봄제공자들의공감으로인한긍정적인결과와부정적인결과를모두측정하는유일한도구인 Stamm의 ProQOL은간호사, 정신건강전문가, 재난현장근무자등많은직업군에서공감만족, 이차외상성스트레스, 소진의개념을측정하기위해널리사용되고있다 [9, 13-15]. 하지만각직업군이현장에서경험하는공감만족, 공감피로및소진의개념에는직업군별차이가있어동일도구로동일개념을측정할시에도대상자에따라도구의타당도및신뢰도는다르게평가될수있다 [16]. 외국어로개발된척도를국내에적용하려면척도를구성하는하위요소구성이우리나라상황에적절한지검증해야하지만지금까지의전문직삶의질연구는그러한검증없이이루어진경우가대부분이었다 [17]. 한편, 사회복지사, 정신상담사, 범죄피해자전담경찰관등을대상으로한국어판전문직삶의질측정도구의타당도를검증한연구들이소수있었으나, 검증결과최종요인의수 ( 하위구조 ) 나척도문항이상이하여그결과를장기요양요원에게그대로적용하기에어려움이있으며, 다른집단의타당도연구결과와의비교, 분석에제한이있다 [17-20]. 정신건강전문가를대상으로한 Joo 등의연구에서는 Stamm의원도구와동일하게공감만족, 공감피로, 소진의 3요인, 총 30문항으로최종도구가확정되었다 [20, 9]. 그러나그외의대부분의국내연구에서는확인적요인분석 (Confirmatory Factorr Analysis, 이하 CFA) 및탐색적요인분석 (Exploratory Factor Analysis, 이하 EFA) 결과 Stamm의원도구의요인구조와는다르게연민 ( 공감 ) 만족과연민 ( 공감 ) 피로의 2개요인으로확정되었다 [19-21]. 사회복지사를대상으로한 Kim 등 [17] 과 Kim[18] 의연구에서는연민만족 (15문항) 과연민피로 (12문항) 2요인, 총 27개문항 ( 원도구의 5번, 10번 19번제외 ) 으로최종도구가확정되었으며, 범죄피해자전담경찰관을대상으로한 Jang 등 [19] 의연구에서도연민만족 (15문항) 과연민피로 (11문항) 2요인, 총 26개문항 ( 원도구의 2번, 5번, 19번, 26번제외 ) 으로최종도구가확정되었다. 한편, 정신건강전문가를대상으로한 Joo[20] 의연구의경우전체항목에대한타당도를검증한것이아니라문항묶음을생성하여요인관계의구조를확인하였다는 673
한국산학기술학회논문지제 19 권제 11 호, 2018 제한점이있으며, 사회복지사및범죄피해자전담경찰관을대상으로한연구의경우는요인분석시각요인에속한문항이그요인을얼마나설명하고있는지에대한공통성및분산에대한보고가누락되어있어서도구의설명력이얼마나되는지알기어렵다는제한점이있다 [17-19]. 일반적으로도구의요인구조가확립되어있고, 이론을기반으로할경우다른집단에적용하더라도도구의타당도가유지되는지확인하기위해 CFA를실시한다 [21]. 그러나한국어판전문직삶의질측정도구 ( 이하, ProQoL-K) 의경우측정대상에따라요인구조가다르게나타나는등요인구조가확정되었다고보기어렵고, 도구의설명력등에대한검증이필요하므로이를장기요양인력에게적용하기위해서는 EFA를다시한번시행할필요가있다. 따라서본연구에서는 Stamm에의하여개발된전문직삶의질 version 5.0 (Professional Quality of Life Scale: compassion satisfaction and compassion fatigue - version 5.0, 이하 ProQOL ver 5.0) 도구의타당도와신뢰도분석을통해 ProQoL-K의확산근거를마련하고향후장기요양요원의전문직삶의질향상을위한기초자료를제공하고자한다 [9]. 2. 연구방법 2.1 연구설계본연구는 Stamm에의하여개발된 ProQOL version 5.0 한국어판도구의타당도와신뢰도를검증하는방법론적연구이다 [9]. 2.2 연구대상본연구의원자료는본논문의저자가국민건강보험공단 24개노인장기요양운영센터에서인정조사, 이용지원등직접실무에종사하는인정조사원을대상으로횡단적연구를위해 2013년 11월 12월에우편으로수집한자료이며, 본연구를위하여원자료의일부를이차자료분석하였다. 본연구의대상자는국민건강보험공단의전국 226개노인장기요양운영센터에서직접실무에종사하는 4급이하의인정조사원을대상으로하였으며, 관리자는제외하였다. 무작위추출한 24개운영센터의직원중본연구의선정기준에해당하는전체대상자인 217명중본연구에동의하지않은대상자 24명과설문에응하였으나, 응답에결측치가많은 2명을제외한 191 명의자료를분석하였다. 이는안정된요인구조를얻기위해서는문항수의최소 5배가넘는대상자수가필요하다는상대적표본에대한근거를충족하는것이다 [22]. 2.3 연구도구본연구에서분석하고자하는도구는 Stamm 에의하여개발된 ProQOL ver 5.0의한국어판도구로구체적인구성은공감만족, 이차외상성스트레스및소진의세가지영역으로구성되어있으며각각상세내용은다음과같다 [9]. 1) 공감만족공감만족은전문직돌봄제공자가다양한대상자를돌보면서나타날수있는영향중긍정적인측면으로, 본연구에서상기항목은 10개의문항 (3, 6, 12, 16, 18, 20, 22, 24, 27, 30번 ) 으로측정한다. 각문항은 전혀그렇지않다 1점에서 매우그렇다 5점으로측정되며, 최저 10 점에서최고 50점으로점수가높을수록공감만족이높음을의미한다. 개발당시도구의신뢰도 Cronbach's α =.88이었다. 2) 이차외상성스트레스 ( 공감피로 ) 이차외상성스트레스는전문직돌봄제공자가물리적혹은정서적상해를입은대상자를돌보는과정에서받게되는부정적인측면의정서적결과를의미하는것으로본도구에서상기항목은 10개의문항 (2, 5, 7, 9, 11, 13, 14, 23, 25, 28번 ) 으로측정한다. 각문항은 전혀그렇지않다 1점에서 매우그렇다 5점으로측정되며, 최저 10점에서최고 50점으로점수가높을수록공감피로가높음을의미한다. 개발당시도구의신뢰도 Cronbach's α =.81이었다 3) 소진 ( 공감피로 ) 소진은스트레스원에대한개체반응중의하나로신체적, 정신적, 정서적탈진상태의경험을특징으로하는부정적인건강증후군으로본도구에서상기항목은 10 개의문항 (1, 4, 8, 10, 15, 17, 19, 21, 26, 29번 ) 으로측정한다. 각문항은 전혀그렇지않다 1점에서 매우그렇다 5점으로측정되며, 최저 10점에서최고 50점으로 674
점수가높을수록소진이높음을의미한다. 소진문항중 5문항 (1, 4, 15, 17, 29) 는소진을역점수로확인한다. 개발당시도구의신뢰도 Cronbach's α =.75였다. 2.4 도구번역도구의사용을위해 Stamm의 PorQoL ver 5.0 원척도가수록된인터넷사이트 (www. proqol.org 를통해도구사용허가를얻었으며, Kim & Lee가인터넷사이트의한국어버전이한국어로뜻이잘전달되지않거나표현이어색한부분이있어서이를이해하기쉽게바꾸고영문원척도와비교검토한후교수 3인의자문과사전조사를통해의견을반영한도구를번역자에게사용허가를받은후 돕는이 를 인정조사원 으로변경하여사용하였다 [9, 23]. 2.5 윤리적고려및자료수집원자료의자료수집은주저자가소속되었던서울소재 Y대학의기관생명윤리위원회의승인 (Y*2013-0048) 을받아수집되었으며, 본연구는서울소재 S병원의기관생명윤리위원회에서이차자료분석에대한심의면제승인 (S** 2017-11-005) 을받아진행되었다. 원자료수집시연구에대한상세한설명, 수집된자료의활용범위, 언제든자발적으로연구참여및철회가가능한부분에대해설명후서면동의를받음으로써연구의윤리적측면을고려하였다. 2.6 자료분석수집된자료는 SPSS/WIN 21.0 프로그램을이용하여분석을실시하였다. 대상자의일반적특성은빈도, 백분율, 평균, 표준편차로분석하였고, 문항과정규성평가는각항목의평균, 표준편차, 왜도, 첨도를분석하였다. 도구의구성타당도는탐색적요인분석을통해검증하였다. 수집된자료가요인분석에적합한지알아보기위하여 Kaiser Meyer-Olkin (KMO) 검정과 Bartlett의구형성검정을실시하였다. 도구의신뢰도검증을위하여각하위요인의문항-전체항목간상관관계를구하였고, 신뢰도계수 Cronbach s α 를구하여내적일관성을확인하였다. 3. 연구결과 3.1 연구대상자의일반적특성에따른공감만족및공감피로의차이대상자는총 191명으로평균연령은 37.9세였으며, 여성이 63.9%, 교육수준은대졸이 65.4% 였으며, 기혼이 71.2% 로미혼보다더많았다. 일반적특성에따른공감피로및공감만족의차이는성별에서만통계적으로유의하게나타났으며, 여성이남성보다공감만족은높게, 공감피로는더낮게나타났다 (Table 1). Table 1. Differences of Fatigue and Satisfaction by General Characteristics of Participants (N=191) Characteristics Categories n(%) or Mean±SD Mean fatigue SD t or F(p) Schéffe Mean satisfaction SD t or F(p) Schéffe Gender Male Female 69(36.1) 122(63.9) 37.9 41.5 10.8 9.7-2.29(.024)* 52.0 49.5 6.72 8.22 2.26(.025)* Age Mean 25 26-50 51 38.4±9.50 11(22.5) 149(37.7) 31(16.2) 40.2 40.3 40.2 40.2 10.3 9.9 12.2 10.3 0.01(.999) 50.4 53.0 49.7 52.8 7.78 8.21 7.77 7.23 2.86(.060) Education College University Graduate school 35(18.3) 125(65.4) 31(16.3) 42.7 40.0 37.9 9.20 10.76 8.80 2.33(.099) 50.3 49.7 53.1 7.74 7.75 7.61 2.34(.099) Marital status Unmarried Married 55(28.8) 136(71.2) 39.8 40.3 9.69 10.49-0.33(.745) 48.96 50.94 7.78 7.74-1.59(.114) * p < 0.05 675
한국산학기술학회논문지제 19 권제 11 호, 2018 3.2 문항분석총 30문항을분석한결과, 문항의평균점수의범위는 2.26 3.76점이었으며, 표준편차의범위는 0.80 1.21점이었고, 왜도가 -.86.70, 첨도가 -.90.73으로의왜도의표준화값 (Z-score) 의절대값이 2이상이거나첨도의표준화값 (Z-score) 의절대값이 7이상인문항은나타나지않아야한다는기준을만족하여정규성이확인되었다 [24]. 따라서모든문항을그대로유지하여총 30문항을요인분석에사용하였다 (Table 2). 3.3 도구의타당도검증본연구의표본이요인분석에적합한지판별하기위해 KMO 검사를실시한결과.89(KMO >.5) 이었으며, Bartlett의구형성검정을실시한결과, χ 2 =2,688.94 (p<.001) 로나타나요인분석에적합한자료임을확인할수있었다. 요인추출방법은가능한많은부분을설명하는요인을추출하기위하여주성분분석을이용하였으며, 직교회전인 Varimax를실시하였다 [25]. 각요인의고유값을그림으로보여주는방법인스크리검사에서 2개또는 3개요인이추출된이후그래프의기울기가현저하게감소추세가나타났으므로요인의수를 2개와 3개로고정하여요인분석을각각실시하였다. 또본연구에서는요인적재량이.35미만이거나, 두개이상의요인에공통으로적재되는교차적재량이.32 이상인문항들은제외하였다 [22]. 요인수를 3개로고정하였을때 3번째요인의경우총 3개의문항이적재되었는데 3개문항모두 1요인또는 2요인과의교차적재량이.32이상이었으므로 3요인에는한문항도남지않게되어, 2개의요인으로요인수를확정하였다 (Tabel 3). 본연구에서총 30개문항, 2개요인으로추출된전체분산 ( 총설명력 ) 은 43.9% 이었다. 그러나이는추출된요인은일반적으로전체분산중최소한 50 60% 를설명해야한다는기준에는미치지못하였다 [25, 8]. 따라서요인분석시좀더엄격한기준을적용하여공 Table 2. Item Analysis for ProQOL-K (N=191) No Items Mean SD Skewness Kurtosis 1. I am happy. 3.6 0.85 -.46 -.08 2. I am preoccupied with more than one person I help. 2.5 1.09.25 -.57 3. I get satisfaction from being able to help people. 3.6 0.91 -.54.04 4. I feel connected to others. 3.7 0.94 -.82.73 5. I jump or am startled by unexpected sounds. 3.0 1.21 -.15 -.90 6. I feel invigorated after working with those I help. 3.6 0.83 -.20 -.46 7. I find it difficult to separate my personal life from my life as a staff of long-term care services. 2.7 1.11.26 -.62 8. I am not as productive at work because I am losing sleep over traumatic experiences of a person I help. 2.3 1.03.70.11 9. I think that I might have been affected by the traumatic stress of those I help. 2.8 1.08.17 -.64 10. I feel trapped by my job as a staff of long-term care services. 2.6 1.12.20 -.75 11. Because of my helping, I have felt "on edge" about various things. 2.6 1.08.30 -.53 12. I like my work as a staff of long-term care services. 3.3 0.95 -.12 -.10 13. I feel depressed because of the traumatic experiences of the people I help. 2.5 0.99.44 -.29 14. I feel as though I am experiencing the trauma of someone I have helped. 2.4 0.98.52.03 15. I have beliefs that sustain me. 3.8 0.90 -.43 -.11 16. I am pleased with how I am able to keep up with helping techniques and protocols. 3.4 0.86 -.14 -.22 17. I am the person I always wanted to be. 3.1 0.92 -.15 -.28 18. My work makes me feel satisfied. 3.4 0.82 -.37.09 19. I feel worn out because of my work as a staff of long-term care services. 3.5 0.99 -.18 -.67 20. I have happy thoughts and feelings about those I help and how I could help them. 3.2 0.82 -.25.37 21. I feel overwhelmed because my case work load seems endless. 3.2 1.06 -.05 -.55 22. I believe I can make a difference through my work. 3.3 0.83 -.10 -.16 23. I avoid certain activities or situations because they remind me of frightening experiences of the people I help. 2.8 1.04.19 -.55 24. I am proud of what I can do to help. 3.7 0.83 -.21 -.20 25. As a result of my helping, I have intrusive, frightening thoughts. 2.6 1.02.33 -.47 26. I feel "bogged down" by the system. 2.4 1.04.46 -.40 27. I have thoughts that I am a "success" as a staff of long-term care services. 2.9 0.90 -.05 -.01 28. I can't recall important parts of my work with trauma victims. 2.4 0.93.41.16 29. I am a very caring person. 3.6 0.82 -.12 -.18 30. I am happy that I chose to do this work. 3.3 0.80 -.03.43 676
Table 3. Result of Factor Analysis & Reliability Coefficient of 30 Items ProQOL-K fatigues (15 items) Factor Items Factor 1 Factor 2 Communality Corrected item-total correlation Internal consistency (Cronbach's α) 13.82 -.03.67.48.90 14.79.12.64.41 11.77 -.02.59.54 10.76 -.09.59.65 9.75 -.07.57.69 25.72 -.18.56.71 8.72.08.52.70 7.62.20.43.75 23.62 -.14.40.71 21.61 -.12.38.42 26.58 -.28.42.56 2.57.22.38.56 19.46 -.24.27.68 5.46 -.02.21.56 28.42 -.05.18.38 30 -.14.79.64.63.90 12 -.07.75.57.51 24 -.04.72.52.69 3.02.71.50.61 18 -.18.69.50.64 20.05.68.47.60 16 -.08.67.46.55 satisfactions 22.10.63.4.66 (15 items) 27 -.09.60.37.53 6.13.59.37.75 15.21 -.58.38.54 1.22 -.58.39.42 4 -.20 -.51.31.54 17.08 -.49.25.44 29.02 -.48.23.42 ProQOL-K (30 Items).84 Eigen value 7.39 5.77 Variance(%) 24.62 19.25 Cumulated total variance(%) 24.62 43.86 Kaiser-Meyer-Olkin test=.89; Bartlett s test of sphericity = 2688.94 (p <.001) (N=191) 통성이 50% 미만이문항을제거하고추가로요인분석을실시한결과최종적으로공감피로 7문항 ( 문항 13, 14, 11, 9, 10, 8, 25) 과공감만족 6문항 ( 문항 30, 12, 24, 3, 18, 16) 이결정되었다 [26]. 최종모델로선택된 2요인모델의각요인별요인적재량을분석한결과요인1 의경우.70.86, 요인 2의경우.71.82로요인적재량이.35 미만인문항은없었으므로총 2요인, 13문항으로최종도구를확정하였으며, 이를한국어판전문직삶의질측정도구- 간편형 (ProQOL -Short Form, 이하 ProQOL-K-SF) 으로명명하였다. ProQOL-K-SF의경우각요인의설명 력은요인 1이 35.3%, 요인2가 25.0% 로, 2개요인은총분산에대해 60.3% 를설명하였다 (Table 4). 또원도구와동일한 30 items ProQOL-K와본연구에서확정된 13 items ProQOL-K-SF의상관관계분석에서공감만족간에는.93, 공감피로간에는.95의통계적으로유의한양적상관관계를나타내었다 (Table 5). ProQOL-K 원척도는공감만족을측정하는 10문항, 이차외상성스트레스를측정하는 10문항, 소진을측정하는 10문항으로구성되어있다. 본연구에서는 ProQOL-K 원척도의이차외상성스트레스를측정하는 5문항 ( 문항 9, 25, 11, 13, 14 677
한국산학기술학회논문지제 19 권제 11 호, 2018 Table 4. Result of Factor Analysis & Reliability Coefficient of 13 Items ProQOL-K-SF (N=191) Factor Items Factor 1 Factor 2 Communality Corrected Internal consistency item-total (Cronbach's α) correlation 13.86 -.06.74.79.90 14.84.10.71.75 11.79 -.03.63.71 Fatigues 9.78 -.10.62.69 (7 items) 10.76 -.13.59.68 8.76.06.58.66 25.70 -.21.54.62 30 -.10.82.69.60.85 12 -.02.78.61.66 24 -.03.74.55.58 Satisfactions 3.04.74.55.61 (6 items) 18 -.16.73.55.62 16 -.05.71.50.72 ProQOL-K-SF (13 Items).76 Eigen value 4.59 3.25 Variance(%) 35.34 25.00 Cumulated total variance(%) 35.34 60.34 Kaiser-Meyer-Olkin test=.86; Bartlett s test of sphericity =1229.59 (p <.001) Table 5. Correlated Relationships between 30 Items ProQOL-K and 13 Items ProQOL-K-SF Factors fatigues (ProQOL-K) fatigues (ProQOL-K) 1 satisfaction (ProQOL-K) fatigues (ProQOL-K-SF) satisfaction (ProQOL-K-SF) satisfaction (ProQOL-K) -.016 1 fatigues (ProQOL-K-SF).952**.008 1 satisfaction (ProQOL-K-SF) -.162*.930** -.315 1 * p < 0.05 ** p < 0.01 번 ) 이 ProQOL-K-SF의요인 1로분류되었고, ProQOL-K 원척도의공감만족을측정하는 6문항 (3, 12, 16, 18, 24, 30번 ) 은모두요인 2로분류되었다. ProQOL-K 원척도의소진을측정하는 10문항중 2문항 ( 문항 8, 10번 ) 은요인1로분류되었고, 나머지 8문항은모두제외되었다. 제 1요인은총 7개문항으로 13번의 나는내대상자가겪은심리적, 신체적트라우마경험때문에우울하다, 14번의 나는내대상자가겪은심리적, 신체적트라우마를마치경험하는것처럼느낀다, 11번의 나는누군가를도와준다는것때문에, 여러일에대해 초조함 을느낀다, 10번의 나는인정조사원이라는내직업에갇혀있는것같다 등주로타인을돕는일을통해 느끼는신체적, 심리적트라우마나스트레스등에대한내용으로원도구의공감피로항목 5문항과소진항목 2 문항이포함된것을고려하여원도구와동일하게 공감피로 라고명명하였다. 제 2요인은총 6개문항으로 30 번의 나는내가선택한이일이행복하다, 12번의 나는인정조사원으로서이일을좋아한다, 24번의 나는내가누군가를도와줄수있다는것이자랑스럽다 등타인을도움으로써느끼는보람, 만족감, 자랑스러움등에대한내용으로원도구의공감만족항목 6문항이포함된것을고려할때원도구와동일하게 공감만족 이라고명명하였다. 678
3.4 도구의신뢰도검증총 13개문항의내적일관성신뢰도의경우공감피로와공감만족두개의하부요인의문항-전체항목간상관관계가모두.60 이상으로나타났으며, ProQOL-K의하부요인의내적일관성상관계수 (Cronbach's α) 는공감피로.90, 공감만족.85로나타났으며, 전체도구의 Cronbach's α는.76으로나타났다 (Table 4). 4. 논의본연구에서는돌봄제공자들의공감으로인한긍정적인측면과부정적인측면을모두측정하여돌봄제공자들의삶의질향상을위한기초자료를생성하는데특화된 Stamm의 ProQOL 도구를한국의장기요양요원에게적용하는것이적절한지를파악하기위하여 ProQOL-K의타당도와신뢰도를검증하였다 [9]. 구성타당도검증결과요인추출에서적절한요인수를결정하기위해가장흔히적용되는고유값 (eigenvalue) 1.0 이상의기준을만족하는 2개요인으로최종요인이확정되어구성타당도가확인되었다 [27]. 본연구에서 ProQOL-K의요인구조는 Stamm의원도구의 3개의요인구조와달리 2개요인으로확정되었고 ProQOL -K-SF 로명명하였다 [9]. 본연구에서확정된 ProQOL-K-SF의요인및문항과 Stamm의원도구의요인및문항들을비교할때, 공감만족 의 6개문항 ( 문항 3, 6, 12, 16, 18, 24, 30번 ) 은 공감만족 요인으로, 이차외상성스트레스 5문항 ( 문항 9, 11, 13, 14, 25번 ) 과소진의 2문항 ( 문항 8, 10번 ) 은 공감피로 요인으로분류되었다 [9]. 이는요인적재량및내적일관성기준에부합하지못하여제거된문항에따라총문항수의차이는있지만병의원에서근무하는사회복지사를대상으로한 Kim 등의연구, 사회복지기관의사회복지사를대상으로하는 Kim의연구, 및범죄피해자전담경찰관을대상으로한 Jang 등의연구의결과와매우유사한결과이다 [17-19]. 또이스라엘의일차의료기관및연명치료의료기관에서근무하는의사, 간호사, 사회복지사등의건강돌봄제공자들을대상으로실시한 ProQoL의탐색적요인분석결과요인적재값이낮거나다른요인과요인적재값이비슷하게높게나타나서소진문항 10문항중 7개문항이제거되고 3개문항 (19, 21, 26번 ) 만남아서공감만족, 이차외상성스트레스및소진의 3개요인구조가이스라엘의건강돌봄제공자들에게는잘맞지않는것으로보고된연구결과와도유사한결과이다 [28]. 따라서간호사및사회복지사가포함되는장기요양인력, 사회복지사및범죄피해자전담경찰관등우리나라돌봄제공전문인력의경우전문직삶의질은공감피로를이차외상성스트레스와소진으로따로구분한 Stamm의원도구와달리소진문항과이차외상성스트레스문항은한개의요인으로분류되는것을확인할수있다 [17-19, 9]. 내적일관성신뢰도의경우 ProQOL-K-SF의공감피로및공감만족 2개의하부요인의문항-전체항목간상관관계가.58.79로 30문항으로구성된 ProQOL-K 의.41.75의경우보다높게나타났으며, 문항의개수가줄어들었음에도 13 items ProQOL-K의하부요인의내적일관성상관계수는공감피로.90, 공감만족.85로 30 items ProQOL-K와유사하게높게나타났다. 또한최종도구로확정된 13개문항들은모두본연구에서 30 개전체문항으로실시한 1차요인분석결과에서요인적재량이높은문항들이며, 다른집단을대상으로한탐색적요인분석연구에서도요인적재량이나내적일관성기준적용시에누락되지않고최종문항으로결정된문항들이다 [17-20, 8, 28]. 그리고, 30 items ProQOL-K와 13 items ProQOL-K의상관관계분석에서공감만족간에는.93, 공감피로간에는.95의통계적으로유의한양적상관관계를나타내었다 (Table 5). 한편, 13 items ProQoL-K의전문직삶의질총설명력은 60.3% 로 Adams 등 [8] 의 40% 및 Samson 등 [28] 의 37.3% 보다높게나타났다. 따라서문항수는많이줄어들었지만본연구에서확정된 13 items ProQoL-K는타당도와신뢰도가검증된도구라고할수있다. 기존에개발된 ProQOL-K와비교하여본연구의의의는다음과같다. 첫째, 노인인구의증가와더불어그중요성이높아지고있는우리나라장기요양요원을대상으로전문직삶의질도구의타당도와신뢰도를검증하여전문직삶의질도구의확산근거를마련하였다. 둘째, 간편성과집단별비교가능성을높이면서도설명력과신뢰도가높은 ProQOL-K-SF의적용가능성을제시하였다. 그러나다른도구와비교하여준거타당도및수렴타당도검증이이루어지지않은점과확인적요인분석을실시하지못한점은본연구의제한점이라고할수있다. 679
한국산학기술학회논문지제 19 권제 11 호, 2018 5. 결론 본연구는 ProQOL-K-SF의장기요양요원에의적용가능성을검증하기위하여수행되었다 [9]. 탐색적요인분석을실시한결과총 2개요인, 13개문항이최종도구로확정되었으며, 타당도와신뢰도가검증되었다. 따라서 ProQOL-K SF 도구는장기요양요원의전문직삶의질을평가하는도구로활용할수있음이입증되었다. 향후본연구에서제시된 ProQOL K-SF를활용하여전문직삶의질의긍정적요인인공감만족과부정적요인인공감피로에영향을미치는요인에대한다양한연구를제안한다. 또본연구에서제시된 ProQOL K-SF 의요인구조가국민건강보험공단에서일하는장기요양인력뿐아니라다른분야에서일하는장기요양요원및간호사등다양한집단에도적용될수있는지확인적요인분석을실시할것을제안한다. References [1] National Health Insurance Service. Longterm care services yearly statistics, the first half of 2017. Available From: http://www.nhis.or.kr/menu/boardretri vemenuset.xx?menuid=f3329. (accessed May 4, 2018) [2] C. H. Lee, The impact of work stress and job satisfaction on turnover intention: A study of long-tern care workers, Journal of the Korean Gerontological Society, Vol.31, No.2 pp. 277-290, 2011. [3] H. M. Kim, Y. H. Choi, A path analysis on morale among staff of long-term care insurance in National Health Insurance Corporation, Korean Journal of Occupational Health Nursing, Vol.21, No.3 pp. 247-257, 2012. DOI: http://dx.doi.org/10.5807/kjohn.2012.21.3.247 [4] M. Radey, C. R. Figley, The social psychology of compassion, Clinical Social Work Journal, Vol.35, No.3 pp. 207-214, 2007. [5] H. S. Choi, K. E. Lee, E. H. Cho, The effects of communication skills, compassion satisfaction, compassion fatigue on burnout among staff of long-term care insurance for the elderly in National Health Insurance Services in Korea, Korean Journal of Occupational Health Nursing, Vol.25, No.1 pp. 19-28, 2016. DOI: http://dx.doi.org/10.5807/kjohn.2016.25.1.19 [6] B. Martin, Good jobs, bad jobs?: Understanding the quality of aged care jobs, and why it matters, Australian Journal of Social Issues, Vol.42, No.2 pp. 183-197, 2007. [7] CR. Figley. fatigue: coping with secondary traumatic stress disorder in those who treat the traumatized. p.107-119, New York: Brunner/Mazel, 1995. [8] R. E. Adams, J. A. Boscarino, C. R. Figley, fatigue and psychological distress among social workers: a validation study, American Journal of orthopsychiatry, Vol.76, No.1 pp. 103-108, 2006. [9] B. H. Stamm, The Concise ProQOL Manual, 2nd Ed. 2010. Available From: http://www.proqol.org.(accessed Apl., 13, 2018) [10] J. M. Crabbe,, D. M. G. Bowley, K. D. Boffard, D. A. Alexander, S. Klein, Are health professionals getting caught in the crossfire? The personal implications of caring for trauma victims, Emergency Medicine Journal, Vol.21, No.5 pp. 568-572, 2004. [11] J. M. Lee, Y. H. Yom, Effects of work stress, compassion fatigue, and compassion satisfaction on burnout in clinical nurses, Journal of Korean Academy of Nursing Administration, Vol.19, No.5 pp. 689-697, 2013. [12] S Robertson, KM Gow. How burned out employees perceive work stress and organisational burnout. Wayfinding through life's challenges: Coping and survival. p. 385-402, Nova Science Publishers, Inc., 2011. [13] S. Hunsaker, H. C. Chen, D. Maughan, S. Heaston, Factors that influence the development of compassion fatigue, burnout, and compassion satisfaction in emergency department nurses, Journal of Nursing Scholarship, Vol.47, No.2 pp. 186-194, 2015. DOI: 10.1111/jnu.12122 [14] G. Cetrano, F. Tedeschi, L. Rabbi, G. Gosetti, A. Lora, D. Lamonaca, J. Manthorpe, F. Amaddeo, How are compassion fatigue, burnout, and compassion satisfaction affected by quality of working life? Findings from a survey of mental health staff in Italy, BMC Health Serv Res, Vol.17, No.1 p. 755, 2017. DOI: http://dx.doi.org/10.1186/s12913-017-2726-x [15] W. Dang, W. Cheng, H. Ma, J. Lin, B. Wu, N. Ma, N., R. Wang, J. Xu, T. Zhou, X. Yu, Reliability and validity of Professional Quality of Life Scale among government staff in earthquake-stricken areas in China", Zhonghua lao dong weishengzhi ye bing za zhi= Zhonghua laodong weisheng zhiyebing zazhi=chinese journal of industrial hygiene and occupational diseases, Vol.33, No.6 pp. 440-443, 2015. [16] L. Galiana, F. Arena, A. Oliver, N. Sansó, E. Benito, satisfaction, compassion fatigue, and burnout in Spain and Brazil: ProQOL validation and cross-cultural diagnosis, Journal of pain and symptom management, Vol.53, No.3 pp. 598-604, 2017. [17] Y. S. Kim, H. W. Kwon, J. W. Lee, S. H. Kim, S. H. Won, H. J. Choi, Validity and reliability of the Korean version of ProQOL An instrument to measure the results of social workers compassion-, Journal of Korean Social Welfare Administration, Vol.18, No.3 pp. 75-103, 2016. [18] Y.S. Kim, satisfaction and compassion fatigue among social workers, Korean Journal of Social Welfare, Vol.69, No.2 pp. 271-294, 2017. [19] H. S. Jang, S. H. Lee, S. N. Yang, S. Y. Park, 680
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