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문제 정의
- 6)에 따른 민감도와 특이도를 평가한 후, 각각의 수준에 따른 민감도와 특이도를 모두 고려해 엽산 섭취 상태를 양호/불량으로 판정하는 기준점을 선택하였다. 따라서 대상자의 엽산 적정섭취비가 본 연구에서 설정한 기준점 이상일 때 엽산 섭취가 양호한 상태로, 기준점 미만일 때 엽산 섭취가 불량한 상태로 판별하고자 하였다. 민감도는 실제 영양문제가 있는 대상들 중에서 영양문제가 있는 사람들을 분류하는 지표이고, 반면 특이도는 실제 영양문제가 없는 대상들 중에서 영양문제가 없는 사람들을 분류할 수 있는 지표이다(Gibson 1990).
- 본 연구는 97명의 가임기 여성(20~39세)을 대상으로 엽산 섭취수준을 파악할 수 있는 반정량적 엽산섭취빈도조사지를 개발하고자 신뢰도, 타당도, 민감도 및 특이도를 평가하였다. 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법은 약 3개월 간격을 두어 각각 2회 실시한 결과는 다음과 같다.
- 본 연구는 서울 · 경기 지역의 특정한 질병이 없는 건강한 가임기 여성(20~39세)을 대상으로 지난 6개월 동안 섭취한 식품의 섭취 빈도를 조사하였다.
- 연구자로부터 24시간 회상법과 엽산섭취빈도조사지의 작성 요령 및 식품모형을 이용한 목측량에 대한 사전교육을 받고 응답자가 자가 기록하였다. 응답자들이 식품섭취빈도지를 작성하는 데 약 10~15분 정도 소요되었다.
- 이에 본 연구에서는 우리나라의 식생활과 관련된 엽산 섭취식품 선택을 고려해, 응답자의 시간적 · 심리적 부담을 줄여 가임기 여성의 엽산 섭취량을 비교적 간편하게 추정할 수 있는 반정량적 엽산섭취빈도조사지를 개발하고 조사지의 신뢰도와 타당도를 검증하여 실용화하는 것을 목적으로 하였다.
제안 방법
- 1, 2차의 엽산 섭취 수준에 따라 4분위로 각각 나누어 교차분류를 실시해 같은 분위에 속하는 일치 정도를 표로 제시하였다(Table 4). 1차와 2차 섭취빈도조사에서 같은 분위에 속하는 대상자 수가 97명 중 35명으로 36.
- 본 연구의 취지와 목적을 설명한 후, 연구에 동의한 자를 대상으로 설문지(엽산섭취빈도조사지, 24시간 회상법)를 작성하게 하였다. 1차와 2차 설문지 사이에 약 3개월 간격을 두고 엽산섭취빈도조사를 실시하였다. 엽산섭취빈도조사지를 작성할 때마다 하루 동안의 24시간 회상법을 이용한 식사 내용을 함께 기록하게 하였다.
- 1회 섭취분량은 국내에서 사용하고 있는 식품섭취빈도조사지(Ahn 등 2004)와 한국인 영양섭취기준에서 제시한 1인 1회 분량 및 ‘사진으로 보는 음식의 눈대중량 자료’(대한영양사회 1999)를 참조하였으며, 기준량을 중심으로 더 적은 양은 0.5배, 더 많은 양은 1.5배 또는 2배로 설정하여 제시된 세 가지의 섭취분량 중 하나를 택하게 하였다.
- NAR은 가임기 여성의 엽산 권장섭취량(400 µg/일)에 대한 대상자들의 엽산 섭취량의 비율로 계산하였으며, NAR이 1 이상이면 1로 간주하였다.
- 같은 분위에 속하는 일치 정도를 보기 위해 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법으로 추정한 엽산 섭취 수준에 따라 4분위로 나누어 교차분류를 실시하였다. 이 중 같은 분위에 속하는 대상자 수가 97명 중 38명으로 39.
- 또한 2회 측정한 24시간 회상법의 엽산 섭취량의 평균값과 엽산섭취빈도조사지(1차)의 엽산 섭취량을 영양소 적정섭취비(NAR)로 환산하여, 본 연구의 엽산 섭취상태 판정 기준(NAR = 0.65)에 따라 각각 NAR ≥ 0.65와 < 0.65의 두 군으로 나눈 후, 교차분류를 실시해 민감도와 특이도를 구하였다.
- 2회 측정한 24시간 회상법에서의 엽산 섭취량의 평균값과 엽산섭취빈도조사지(1차)에서 산출된 엽산 섭취량의 평균값을 비교하였고 상관분석을 실시하였다. 또한 두 가지 식이조사 방법으로 측정한 엽산 섭취량에 따라 각각 4분위로 나누어 같은 군에 속하는 일치 정도를 분석하였다.
- 65)에 의해 24시간 회상법에서 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 집단중에 엽산섭취빈도조사지로 엽산섭취 정도를 추정하였을 때 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 사람들의 비율을 이용해 민감도를 구하였다. 또한 특이도는 24시간 회상법에서 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 집단 중에서 엽산섭취빈도조사지로 추정하였을 때 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들의 비율로 산출하였다.
- 신뢰도와 타당도 평가와 더불어, 본 연구에서 개발된 엽산섭취빈도조사지가 엽산 섭취 불량 여부를 판정하는 정도를 평가하기 위하여 민감도(sensitivity)와 특이도(specificity)를 살펴보았다. 먼저 엽산 섭취상태를 판정하는 기준점을 설정하기 위해 엽산의 적정섭취비(Nutrient Adequacy Ratio; NAR)의 세 가지 수준(0.7, 0.65, 0.6)에 따른 민감도와 특이도를 평가한 후, 각각의 수준에 따른 민감도와 특이도를 모두 고려해 엽산 섭취 상태를 양호/불량으로 판정하는 기준점을 선택하였다. 따라서 대상자의 엽산 적정섭취비가 본 연구에서 설정한 기준점 이상일 때 엽산 섭취가 양호한 상태로, 기준점 미만일 때 엽산 섭취가 불량한 상태로 판별하고자 하였다.
- 서울 소재의 S 여자대학, 서울 및 경기지역의 교회와 대학주변의 모임 장소에서 연구대상자를 모집하였다. 본 연구의 취지와 목적을 설명한 후, 연구에 동의한 자를 대상으로 설문지(엽산섭취빈도조사지, 24시간 회상법)를 작성하게 하였다. 1차와 2차 설문지 사이에 약 3개월 간격을 두고 엽산섭취빈도조사를 실시하였다.
- 신뢰도를 검증하기 위해 엽산섭취빈도조사를 2회(조사간격: 약 3개월)에 나누어 실시하였고, 타당도 검증을 위해 응답자가 섭취빈도조사지를 기입할 때 24시간 회상법을 함께 기록하게 하여 식이섭취조사를 총 2회 실행하였다. 설문지에 제시한 식품의 목측량을 중량으로 환산한 후 한국영양학회에서 개발한 전문가용 Can-pro 4.0(computer aided nutritional analysis program)을 이용하여 영양소 섭취량을 분석하였다.
- 섭취빈도는 ‘거의 안 먹음, 1달 1회, 2~3회, 1주 1~2회, 3~4회, 5~6회, 1일 1회, 2회, 3회’의 9단계로 제시하였다.
- 신뢰도를 검증하기 위해 엽산섭취빈도조사를 2회(조사간격: 약 3개월)에 나누어 실시하였고, 타당도 검증을 위해 응답자가 섭취빈도조사지를 기입할 때 24시간 회상법을 함께 기록하게 하여 식이섭취조사를 총 2회 실행하였다. 설문지에 제시한 식품의 목측량을 중량으로 환산한 후 한국영양학회에서 개발한 전문가용 Can-pro 4.
- 신뢰도와 타당도 평가와 더불어, 본 연구에서 개발된 엽산섭취빈도조사지가 엽산 섭취 불량 여부를 판정하는 정도를 평가하기 위하여 민감도(sensitivity)와 특이도(specificity)를 살펴보았다. 먼저 엽산 섭취상태를 판정하는 기준점을 설정하기 위해 엽산의 적정섭취비(Nutrient Adequacy Ratio; NAR)의 세 가지 수준(0.
- 엽산 섭취상태를 판정하는 기준점을 설정하기 위해, 엽산적정섭취비(엽산 NAR)의 세 가지 수준(0.7, 0.65, 0.6)에 따른 민감도와 특이도를 평가하였다. 엽산의 NAR이 0.
- 3 µg/일(2일 평균값)로 권장섭취량인 400 µg/일보다 적었다. 엽산섭취빈도조사지 평가의 기준방법으로 사용된 24시간 회상법이 실제 섭취량을 잘 반영하는지 보기 위해 최근 선행 연구에서의 엽산 섭취량과 본 연구에서의 24시간 회상법 결과를 비교하였다. Lim 등(2000)의 광주 지역 연구에서 대상자들이 자가 기록한 식사내용 및 수거한 식품 시료를 직접 분석하는 방법으로 산출한 엽산섭취량이 145.
- 엽산섭취빈도조사지(1차)와 24시간 회상법에서 추정한 영양소 섭취량의 평균값을 비교하여 타당도를 검증하였다. 비타민 C와 엽산만이 두 방법으로 추정된 섭취량 사이에 유의한 차이가 없었고(Table 6), 나머지 영양소에서는 24시간 회상법과 비교해 섭취량 차이가 통계적으로 유의한 결과를 보였다(p < 0.
- 1차와 2차 설문지 사이에 약 3개월 간격을 두고 엽산섭취빈도조사를 실시하였다. 엽산섭취빈도조사지를 작성할 때마다 하루 동안의 24시간 회상법을 이용한 식사 내용을 함께 기록하게 하였다. 따라서 대상자들의 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법 조사지가 각각 2회 수집되었다.
- 민감도는 실제 영양문제가 있는 대상들 중에서 영양문제가 있는 사람들을 분류하는 지표이고, 반면 특이도는 실제 영양문제가 없는 대상들 중에서 영양문제가 없는 사람들을 분류할 수 있는 지표이다(Gibson 1990). 위와 같은 방법으로 선정한 기준점(엽산 NAR 0.65)에 의해 24시간 회상법에서 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 집단중에 엽산섭취빈도조사지로 엽산섭취 정도를 추정하였을 때 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 사람들의 비율을 이용해 민감도를 구하였다. 또한 특이도는 24시간 회상법에서 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 집단 중에서 엽산섭취빈도조사지로 추정하였을 때 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들의 비율로 산출하였다.
- 5배 또는 2배로 설정하여 제시된 세 가지의 섭취분량 중 하나를 택하게 하였다. 응답자가 이해하기 쉽도록 중량 또는 컵, 공기 등의 단위로 섭취분량을 제시하였고, 일부 식품은 응답자의 기억을 돕기 위해 식품의 대표적인 조리 방법(예: 국, 찌개, 무침, 나물 등)을 함께 표시하였다. 이 같은 과정으로 개발한 반정량적 엽산섭취빈도조사지는 서울 소재 여대에 재학 중인 20명의 여대생을 대상으로 예비 조사를 실시한 뒤 수정, 보완 작업을 거쳐 완성하였다(Table 1).
- 응답자가 이해하기 쉽도록 중량 또는 컵, 공기 등의 단위로 섭취분량을 제시하였고, 일부 식품은 응답자의 기억을 돕기 위해 식품의 대표적인 조리 방법(예: 국, 찌개, 무침, 나물 등)을 함께 표시하였다. 이 같은 과정으로 개발한 반정량적 엽산섭취빈도조사지는 서울 소재 여대에 재학 중인 20명의 여대생을 대상으로 예비 조사를 실시한 뒤 수정, 보완 작업을 거쳐 완성하였다(Table 1).
- 엽산 섭취량 평균값의 유의차 검증은 paired t-test로 측정하였고, 엽산 섭취량 수준의 상관관계는 Pearson, Spearman 상관계수로 검정하였다. 조사대상자들의 엽산 섭취 수준에 따라 4군으로 나누었을 때 같은 군에 속하는 일치 정도를 알아보기 위해, 교차분류(cross-classification) 표를 생성한 후 대상자 분류의 일치율을 분석하였다. 또한 2회 측정한 24시간 회상법의 엽산 섭취량의 평균값과 엽산섭취빈도조사지(1차)의 엽산 섭취량을 영양소 적정섭취비(NAR)로 환산하여, 본 연구의 엽산 섭취상태 판정 기준(NAR = 0.
대상 데이터
- 본 연구는 서울 · 경기 지역의 특정한 질병이 없는 건강한 가임기 여성(20~39세)을 대상으로 지난 6개월 동안 섭취한 식품의 섭취 빈도를 조사하였다. 서울 소재의 S 여자대학, 서울 및 경기지역의 교회와 대학주변의 모임 장소에서 연구대상자를 모집하였다. 본 연구의 취지와 목적을 설명한 후, 연구에 동의한 자를 대상으로 설문지(엽산섭취빈도조사지, 24시간 회상법)를 작성하게 하였다.
- 선행연구(Hyun & Han 2001; Jin & Lim 2001; Yon & Hyun 2005)에서 제시된 엽산 급원식품과 Can-pro 3.0 프로그램에서의 1회 섭취분량당 엽산 함량을 고려해, 엽산이 많이 포함되어 있는 23개 항목의 식품(우유, 배추김치, 달걀, 토마토, 고구마, 포도, 호밀빵, 참외, 브로콜리, 시금치, 당근, 상치, 들깻잎, 무, 아스파라거스, 양배추, 바나나, 오렌지, 요구르트, 미역, 김, 콩, 땅콩)을 선택하였다.
- 엽산섭취빈도조사지의 식품문항은 2009년도 국민건강영양조사 자료에 명시된 다소비식품(여자, 만1세 이상)과 가임기 여성의 엽산 섭취 및 급원 식품에 관한 선행 연구들의 자료를 토대로 선정하였다(Bae 등 2006; Bae 등 2010a; Bae 등 2010b). 선행연구(Hyun & Han 2001; Jin & Lim 2001; Yon & Hyun 2005)에서 제시된 엽산 급원식품과 Can-pro 3.
- 나머지 식품항목은 한국인의 엽산 섭취에 기여하는 주요 식품이 엽산의 함량이 높은 식품보다 섭취 빈도가 높은 식품이라고 한 Hyun & Han(2001)의 연구 결과를 토대로 하였다. 이에 따라 만1세 이상인 한국인 여자의 다빈도 식품(2009년도 국민건강통계자료)에서 음료류 및 앞서 언급된 23개의 엽산 급원식품과 비슷한 식품을 제외한 5가지 식품(백미, 감자, 돼지고기, 쇠고기, 닭고기)을 선택하였다. 이와 함께, 최근 들어 젊은 가임기 연령층이 선호하는 연어와 참치(Jung 등 2006; Ahn 등 2007; Heu 등 2010; Park 등 2010)를 포함시켜 30가지 항목을 선정하였다.
- 따라서 대상자들의 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법 조사지가 각각 2회 수집되었다. 이와 같은 설문조사는 112명을 대상으로 2011년 6월~11월 사이에 자료를 수집하였고, 수집한 자료 중 식이섭취 기록이 부정확하거나 재조사가 이루어지지 않은 응답지를 제외한 97명의 자료에 대해 결과를 분석하였다.
- 이에 따라 만1세 이상인 한국인 여자의 다빈도 식품(2009년도 국민건강통계자료)에서 음료류 및 앞서 언급된 23개의 엽산 급원식품과 비슷한 식품을 제외한 5가지 식품(백미, 감자, 돼지고기, 쇠고기, 닭고기)을 선택하였다. 이와 함께, 최근 들어 젊은 가임기 연령층이 선호하는 연어와 참치(Jung 등 2006; Ahn 등 2007; Heu 등 2010; Park 등 2010)를 포함시켜 30가지 항목을 선정하였다. 부위가 다양한 고기와 같은 경우, 축산물품질평가원의 인터넷 홈페이지 자료(Korea Institute for Animal Products Quality Evaluation 2011)와 Can-pro 레시피를 참고하였다.
데이터처리
- 타당도는 다음과 같은 방법으로 분석하였다. 2회 측정한 24시간 회상법에서의 엽산 섭취량의 평균값과 엽산섭취빈도조사지(1차)에서 산출된 엽산 섭취량의 평균값을 비교하였고 상관분석을 실시하였다. 또한 두 가지 식이조사 방법으로 측정한 엽산 섭취량에 따라 각각 4분위로 나누어 같은 군에 속하는 일치 정도를 분석하였다.
- 각 변수는 평균과 표준편차(Mean ± SD)로 나타내었다.
- 본 연구 자료는 Statistical Analysis System(SAS 9.2)을 사용하여 분석하였다. 각 변수는 평균과 표준편차(Mean ± SD)로 나타내었다.
- 본 엽산섭취빈도조사지의 타당도를 측정하기 위하여 1차엽산섭취빈도조사지로부터 추정된 영양소 섭취량을 24시간 회상법의 평균값(2일)과 비교하였다. 1차 엽산섭취빈도조사지로부터 추정된 양만을 사용한 이유는 반복 조사 시에 대상자가 설문지를 작성한 경험으로 처음 기록할 때보다 어느정도 숙지한 상태에 있으므로 실제보다 타당도가 과대평가 될 수 있기 때문이다(Willett 1998).
- 신뢰도를 검증하는 방법으로 1, 2차 엽산섭취빈도조사지간의 엽산 섭취량의 평균값의 비교와 상관 분석(Spearman & Pearson correlation)을 하였으며, 1차와 2차의 엽산 섭취량에 따라 각각 4분위로 나누어 일치 정도를 보았다.
- 각 변수는 평균과 표준편차(Mean ± SD)로 나타내었다. 엽산 섭취량 평균값의 유의차 검증은 paired t-test로 측정하였고, 엽산 섭취량 수준의 상관관계는 Pearson, Spearman 상관계수로 검정하였다. 조사대상자들의 엽산 섭취 수준에 따라 4군으로 나누었을 때 같은 군에 속하는 일치 정도를 알아보기 위해, 교차분류(cross-classification) 표를 생성한 후 대상자 분류의 일치율을 분석하였다.
- 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법으로 추정한 각각의 영양소 섭취량에 대해 Spearman, Pearson 상관분석을 실시하여 Table 7에 제시하였다. 분석한 18개의 영양소 중 14개의 영양소에서 유의한 상관성이 있었고, 상관계수의 범위가 0.
이론/모형
- 이와 함께, 최근 들어 젊은 가임기 연령층이 선호하는 연어와 참치(Jung 등 2006; Ahn 등 2007; Heu 등 2010; Park 등 2010)를 포함시켜 30가지 항목을 선정하였다. 부위가 다양한 고기와 같은 경우, 축산물품질평가원의 인터넷 홈페이지 자료(Korea Institute for Animal Products Quality Evaluation 2011)와 Can-pro 레시피를 참고하였다. 쇠고기는 설문지 내용 중 예시 조리법으로 기록한 구이, 불고기, 스테이크에 이용되는 부위 중 공통으로 이용할 수 있는 ‘안심, 등심, 목심’의 세 가지 부위를 선정하였다.
성능/효과
- 1) 응답자의 평균나이는 22.5 ± 0.4세이었고, BMI은 평균 20.0 ± 2.4 kg/m2이었다.
- 001)을 나타내었다. 1, 2차의 엽산 섭취량에 따른 교차분류를 통해 일치도를 본 결과, 같은 분위에 속하는 비율이 36.1%(35/97명)이었고, 같거나 근접한 분위에 속하는 비율이 83.5%(81/97명)이었다.
- 2) 신뢰도 검증을 위하여 엽산섭취빈도조사지의 1, 2차 사이의 영양소 섭취량을 비교한 결과 엽산을 포함한 대부분의 영양소에서 평균값의 차이가 유의하지 않았다. Spearman 상관계수의 범위가 0.
- 24시간 회상법으로 분석한 대부분의 영양소 섭취량이 엽산섭취빈도조사지로 추정한 섭취량보다 높게 평가되었다. 식품섭취빈도조사지의 식품목록이 많을수록 측정된 영양소 섭취량이 과대평가 될 수 있다고 하였으나(Willett 1998), 본 연구의 엽산섭취빈도조사지에서는 식품 목록 수가 비교적 적은 30문항임을 감안하여 엽산을 제외한 대부분의 영양소 섭취량도 24시간 회상법보다 적었다고 생각된다.
- 5%이었다. 24시간 회상법의 결과에서 가장 높은 분위로 분류된 사람들 중에서 엽산섭취빈도조사지 결과에서 가장 높은 분위로 분류될 확률이 40.0%, 근접분류까지 포함된 근접분류정도는 60.0%이었다(Table 9). 24시간 회상법과 엽산섭취빈도조사지 간의 일치도 판정을 위한 엽산의 Weighted kappa 값은 0.
- 3) 타당도 검증 시 엽산섭취빈도조사지(1차)의 영양소 섭취량과 24시간 회상법의 평균값(2일)을 비교한 결과 엽산과 비타민 C에서 두 방법 사이에 섭취량 평균값의 유의한 차이가 없었다. Spearman 상관계수의 범위가 0.
- 4) 민감도와 특이도를 분석한 결과, 24시간 회상법에서 추정된 엽산 섭취량이 불량한 대상자 중 본 연구에서 개발한 엽산섭취빈도조사지에서도 엽산 섭취불량으로 판정된 대상자의 비율(민감도)이 64.3%이고, 24시간 회상법에서 엽산섭취가 양호하다고 판정된 대상자 중에서 엽산섭취빈도조사지로 측정하였을 때 엽산섭취가 양호하다고 판정된 대상자의 비율(특이도)이 62.3%이었다.
- 1%(68/97명)이 같거나 근접한 분위에 속하였다. 4분위 분류정도에 따라 24시간 회상법에서 가장 낮은 분위로 분류된 사람들 중 엽산섭취빈도조사지의 결과도 가장 낮은 분위로 분류될 확률이 50.0%, 그 근접분류될 확률이 62.5%이었고, 24시간회상법에서 가장 높은 분위로 분류된 사람들 중 엽산섭취빈도조사지의 결과도 가장 높은 분위로 분류될 확률이 40.0%, 그 근접분류될 확률이 60.0%이었다.
- 1%의 비율을 보였다(Table 5, 8). 4분위 분류정도에 따라 24시간 회상법의 결과에서 가장 낮은 분위로 분류된 사람들 중 엽산섭취빈도조사지의 결과에서도 가장 낮은 분위로 분류될 확률은 50%였고, 그 근접분위까지 포함한 근접 분류정도는 62.5%이었다. 24시간 회상법의 결과에서 가장 높은 분위로 분류된 사람들 중에서 엽산섭취빈도조사지 결과에서 가장 높은 분위로 분류될 확률이 40.
- 24이었다. Pearson 상관계수의 범위는 0.03(티아민)~0.51 (칼슘)로 13가지 영양소에서 유의한 상관성이 있었고, 엽산은 0.26의 상관성을 보였다.
- 05). Pearson 상관분석에서도 Spearman 상관분석 결과와 유사한 범위를 나타내었고(0.03~0.51), 엽산은 0.26의 상관성을 보였다. 또한 두 방법 간의 엽산 섭취량에 따라 교차분류를 실시한 결과 같은 분위에 속하는 비율이 39.
- Spearman 상관계수의 범위가 0.03(비타민 A) ~ 0.46(칼슘)로 14가지 영양소에서 유의한 상관성을 보였으며(p < 0.05), 엽산의 상관계수는 0.24이었다(p < 0.05).
- Spearman 상관계수의 범위가 0.37(티아민)~0.61(칼슘)로 모든 영양소에서 통계적으로 유의한 상관성을 나타내었으며(p < 0.05), 엽산은 0.53의 상관성을 보였다(p < 0.001).
- 특히 대상자의 주요 연령층이 대학생인 20대 초반이 많아, 체중 조절을 위한 식이 행동 및 수업, 잦은 모임 등의 일정에 따른 개인 내 식이패턴의 급속한 변화 가능성이 있다고 여겨진다. 그러나 본 연구결과에 제시하지 않았지만 에너지 및 엽산을 포함한 대다수의 영양소에서 24시간 회상법의 재조사로 측정된 영양소 섭취량의 평균값 차이가 유의하지 않았던 것으로 보아, 비록 2회의 적은 조사 횟수가 제한점이 될 수 있으나 본 연구대상자의 일상적인 평균 영양소 섭취량에서 벗어나지 않은 것으로 생각된다. 또한 식품목록을 선정할 때 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품목록에 대한 고려가 부족했던 점이 본 연구의 제한점이 될 수 있다.
- 4 kg/m2로 대한비만학회에서 분류한 체질량 지수에서 정상 범위에 속하였다. 대상자의 BMI을 대한비만학회의 기준을 참고해 5그룹으로 분류한 결과, 저체중이 23.7%, 정상체중이 69.1%, 과체중이 3.1%, 경도 비만이 3.1%, 중등도 비만 이상이 1%의 비율을 보였다. 과체중과 비만 범위에 속하는 대상자들보다 저체중 범위에 속하는 대상자들이 더 많았다.
- 대상자의 엽산 NAR ≥ 0.65 일 경우 엽산 섭취가 양호한 상태로, NAR < 0.65일 경우 엽산 섭취가 불량한 상태로 평가하여 도출한 민감도와 특이도가 각각 64.3%, 62.3%였다(Table 10).
- 첫째, 한정된 시간 · 물리적 자원으로 인해 연구대상자의 확보가 서울 · 경기 지역에서 비교적 적은 규모로 이루어져 대표성에 제한이 있을 수 있다. 둘째, 24시간 회상법의 조사일수가 2일이었으므로 대상자들의 일상적인 영양소 섭취량 추정에 대한 정확도가 낮아지고 개인 내 변이가 커져 타당도가 과소평가되었을 것으로 여겨진다. 특히 대상자의 주요 연령층이 대학생인 20대 초반이 많아, 체중 조절을 위한 식이 행동 및 수업, 잦은 모임 등의 일정에 따른 개인 내 식이패턴의 급속한 변화 가능성이 있다고 여겨진다.
- 3%이었다. 또한 24시간 회상법으로 측정 시에 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들 중에서 본 연구의 엽산 섭취빈도조사지로 평가했을 때 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들의 비율이 62.3%이었다.
- 모든 영양소에서 통계적으로 유의한 상관성을 보였으며, 이 중 Spearman 상관계수가 0.5 이상인 영양소는 칼슘, 비타민 A, 비타민 C, 리보플라민, 섬유소, 엽산, 인의 순으로 상관성이 높게 나타났다(p < 0.001).
- 이것은 본 엽산섭취빈도조사지에서 엽산의 주요 급원으로 선정한 식품과 비타민 C의 급원 식품인 채소와 과일 문항이 거의 중복되기 때문으로 여겨진다. 본 연구 결과에서 엽산섭취빈도조사지의 영양소섭취량을 24시간 회상법과 비교했을 때 엽산 섭취량과 함께 비타민 C 섭취량도 비교적 잘 추정되었을 것으로 보인다.
- 본 연구에서 개발한 엽산섭취빈도조사지의 신뢰도를 검증하기 위하여 1, 2차의 영양소 섭취량을 비교한 결과 비타민 C를 제외한 대부분의 영양소에서 유의한 차이가 없었다(p > 0.05).
- 42와 비교해 낮은 수준을 보였다. 본 연구의 weighted kappa 값을 비롯한 타당도 결과가 비교적 낮게 나온 원인 중 하나로 기준 방법인 24시간 회상법의 조사 횟수가 적었던 점을 들 수 있다. 또한 Goldbohm 등(1994)은 설문 항목 수가 증가할수록 타당도가 높아지는 경향이 있는 것으로 보고한 바 있다.
- 본 연구의 민감도(64.3%)와 특이도(62.3%)의 수준은 Noia & Contento(2009)의 과일과 채소 섭취를 조사하기 위한 간이 엽산섭취빈도조사지 개발 연구에서 보고한 민감도(67.1%), 특이도(68.6%)와 근접한 수준을 보였다.
- 엽산섭취빈도조사지와 24시간 회상법으로 추정한 각각의 영양소 섭취량에 대해 Spearman, Pearson 상관분석을 실시하여 Table 7에 제시하였다. 분석한 18개의 영양소 중 14개의 영양소에서 유의한 상관성이 있었고, 상관계수의 범위가 0.03 (비타민 A)~0.46(칼슘)로 이 중 엽산의 상관계수가 0.24이었다. Pearson 상관계수의 범위는 0.
- 1차 엽산섭취빈도조사지로부터 추정된 양만을 사용한 이유는 반복 조사 시에 대상자가 설문지를 작성한 경험으로 처음 기록할 때보다 어느정도 숙지한 상태에 있으므로 실제보다 타당도가 과대평가 될 수 있기 때문이다(Willett 1998). 분석한 영양소 중에서 두 방법 사이의 섭취량 차이가 보이지 않았던 영양소가 비타민 C와 엽산이었다. 이것은 본 엽산섭취빈도조사지에서 엽산의 주요 급원으로 선정한 식품과 비타민 C의 급원 식품인 채소와 과일 문항이 거의 중복되기 때문으로 여겨진다.
- 비타민 C와 엽산만이 두 방법으로 추정된 섭취량 사이에 유의한 차이가 없었고(Table 6), 나머지 영양소에서는 24시간 회상법과 비교해 섭취량 차이가 통계적으로 유의한 결과를 보였다(p < 0.001).
- 상관계수의 범위는 0.37(티아민)~0.61(칼슘)로 나타났으며, 이 중 엽산은 다른 영양소에 비해 비교적 높은 상관성을 보였다(r = 0.53, p < 0.001).
- 엽산섭취빈도조사지의 1, 2차 엽산 섭취량에 따라 4분위로 나누어 교차분류의 일치 정도를 백분율로 산출한 결과, 같은 분위에 속하는 대상자의 비율이 36.1%이었고 같거나 근접한 분위에 속하는 비율은 83.5%이었다. 본 연구의 일치율은 Xu 등(2004)의 연구에서 보고한 재조사 결과 간의 일치율 범위(38~90%)와 근접하였다.
- 돼지고기는 구이, 볶음, 동그랑땡에 해당하는 부위를 고려해 ‘사태, 앞다리살, 등심’ 부분을 세부항목으로 설정하였다. 음식 및 식품 항목은 곡류 및 전분류 4항목, 콩류 및 그 제품 1항목, 종실류 및 그 제품 1항목, 채소류 9항목, 과일류 5항목, 육류 3항목, 난류 1항목, 어패류 2항목, 해조류 2항목, 우유 및 유제품 2항목이었다. 섭취빈도는 ‘거의 안 먹음, 1달 1회, 2~3회, 1주 1~2회, 3~4회, 5~6회, 1일 1회, 2회, 3회’의 9단계로 제시하였다.
- 3%였다(Table 10). 즉, 24시간 회상법으로 측정하였을 때 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 사람들 중에서 엽산섭취빈도조사지로 평가하였을 때 엽산 섭취 상태가 불량하다고 판정된 사람들의 비율이 64.3%이었다. 또한 24시간 회상법으로 측정 시에 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들 중에서 본 연구의 엽산 섭취빈도조사지로 평가했을 때 엽산 섭취 상태가 양호하다고 판정된 사람들의 비율이 62.
- 타당도 검증을 위해 실시한 Spearman 상관분석에서 0.03(비타민 A)~0.46(칼슘)의 상관성을 나타내었고, 그 중 엽산은 0.24의 상관성을 보였다(p < 0.05).
- 타당도를 보기 위한 교차분류를 실시하여 일치율을 백분율로 확인한 결과, 같은 분위에 속하는 비율이 39.2%이었고 같거나 근접한 분위에 속하는 비율이 70.1%로 나타났다. Ahn 등(2004)은 평균 30% 정도가 같은 분위에 분류되었으며 1차 근접분위까지의 일치도는 평균 69.
- 표로 제시하지 않았지만 본 연구에서 24시간 회상법으로 추정한 평균 일일 엽산섭취량의 경우 Can-pro 3.0으로 분석한 결과 176.4 ± 58.4 µg/일이었고, Can-pro 4.0으로 분석한 결과 326.9 ± 103.3 µg/일이었다.
후속연구
- 식이 섭취를 필요이상으로 제한하였을 때 에너지 및 단백질, 지질과 같은 주요 영양소를 비롯한 비타민 및 미량 영양소의 섭취가 부족해질 수 있는 위험과 함께, 정상 체중을 가진 여성의 고의적인 체중 감소로 인해 야기된 영양결핍이 월경 주기를 조절하는 호르몬 신호를 변형시킴으로써 생식력을 감소시킬 수 있다(Brown 등 2008). 따라서 바람직한 임신 결과를 위한 영양 중재가 가임기 여성을 대상으로 이루어져야하며, 특히 엽산 섭취가 불량한 위험 대상자를 선별할 수 있는 적절한 영양섭취 조사도구가 필요하다고 사료된다.
- 따라서 본 엽산섭취빈도조사지의 신뢰도, 타당도, 민감도 및 특이도를 기준으로 하였을 때, 임상연구에서 단시간에 간편하게 사용될 수 있는 엽산섭취 조사도구로 활용될 수 있다고 생각된다. 또한 본 연구에서는 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품목록 선정 과정이 포함되어 있지 않으므로, 향후 연구에서는 이를 보완한다면 더욱 정확하고 타당성이 있는 조사도구가 될 수 있을 것으로 사료된다.
- 따라서 본 엽산섭취빈도조사지의 신뢰도, 타당도, 민감도 및 특이도를 기준으로 하였을 때, 임상연구에서 단시간에 간편하게 사용될 수 있는 엽산섭취 조사도구로 활용될 수 있다고 생각된다. 또한 본 연구에서는 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품목록 선정 과정이 포함되어 있지 않으므로, 향후 연구에서는 이를 보완한다면 더욱 정확하고 타당성이 있는 조사도구가 될 수 있을 것으로 사료된다.
- 그러나 본 연구결과에 제시하지 않았지만 에너지 및 엽산을 포함한 대다수의 영양소에서 24시간 회상법의 재조사로 측정된 영양소 섭취량의 평균값 차이가 유의하지 않았던 것으로 보아, 비록 2회의 적은 조사 횟수가 제한점이 될 수 있으나 본 연구대상자의 일상적인 평균 영양소 섭취량에서 벗어나지 않은 것으로 생각된다. 또한 식품목록을 선정할 때 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품목록에 대한 고려가 부족했던 점이 본 연구의 제한점이 될 수 있다. 향후 식품섭취빈도조사지 개발 연구에서는 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품을 폭넓게 고려하여 설문지를 개발하는 것이 필요하다고 생각된다.
- 본 연구의 엽산섭취빈도조사지는 우리나라 가임기 여성을 대상으로 엽산 섭취량 수준을 비교적 빠른 시간 내에 간편하게 파악할 수 있는 엽산 섭취 평가 도구로 활용할 수 있다고 생각된다. 본 연구의 예비조사 시 보충제를 섭취한다고 응답한 대상자가 1% 미만이어서 보충제 복용에 대한 조사문항을 제외하였으나, 보다 심도 있고 정확성이 높은 연구를 위해 보충제 섭취 질문을 보강한다면 대규모의 역학조사 연구에서도 유용하게 사용될 수 있을 것으로 사료된다.
- 본 연구의 엽산섭취빈도조사지는 우리나라 가임기 여성을 대상으로 엽산 섭취량 수준을 비교적 빠른 시간 내에 간편하게 파악할 수 있는 엽산 섭취 평가 도구로 활용할 수 있다고 생각된다. 본 연구의 예비조사 시 보충제를 섭취한다고 응답한 대상자가 1% 미만이어서 보충제 복용에 대한 조사문항을 제외하였으나, 보다 심도 있고 정확성이 높은 연구를 위해 보충제 섭취 질문을 보강한다면 대규모의 역학조사 연구에서도 유용하게 사용될 수 있을 것으로 사료된다.
- 첫째, 한정된 시간 · 물리적 자원으로 인해 연구대상자의 확보가 서울 · 경기 지역에서 비교적 적은 규모로 이루어져 대표성에 제한이 있을 수 있다.
- 또한 식품목록을 선정할 때 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품목록에 대한 고려가 부족했던 점이 본 연구의 제한점이 될 수 있다. 향후 식품섭취빈도조사지 개발 연구에서는 개인 간의 변이를 설명할 수 있는 식품을 폭넓게 고려하여 설문지를 개발하는 것이 필요하다고 생각된다.
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