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문제 정의
- 취학전아동의 경우 식생활이 부모와 어린이집 교사들에 의해 피동적으로 이루어지므로 학령기아동과는 관련 요인이 다를 가능성이 크며, 본인의 실천에 의해서가 아니라 가정과 어린이집 및 유치원의 식생활 환경에 의해 크게 좌우될 수 있음에도 불구하고, 취학전아동 대상 영양 및 식생활 평가 도구는 개발된 바 없다. 따라서, 본 연구에서는 타당도가 입증된 간단한 체크리스트 (평가지표)를 이용하여 개인이나 집단의 영양 상태와 식사의 질을 종합적으로 평가하기 위한 지수를 영양지수라고 정의하고, 3~5세의 부모/보호자를 설문 대상으로 한 취학전아동용 영양지수(NQ-P) 개발을 목표로 수행되었다.
- 본 연구는 3~5세 취학전아동 대상 영양지수 (Nutrition Quotient for Preschoolers, NQ-P) 개발을 목표로 수행되었다.
- 본 연구는 평가항목으로 구성된 체크리스트를 활용하여 취학전아동의 영양상태와 식사의 질을 간단히 평가할 수 있는 영양지수 모형을 개발하고자 수행되었다. 어린이가 성장과 발달에 필요한 영양소를 충분히 섭취하고 바람직한 식사 행동을 하고 있는지를 영양지수 점수로 평가할 수 있다.
- 본 연구에서는 HEI, DQI와 달리, 24시간 회상법이나 식품섭취빈도 조사에 의한 취학전아동의 식사 섭취 정보를 간편한 식품섭취 및 식행동 조사로 대체함으로써 식사의 질과 영양상태를 간접적으로 평가할 수 있는 지수를 개발하고자 하였다. 따라서 지수를 구성하는 평가항목의 타당한 선정이 가장 중요한 개발 과정 중의 하나이다.
제안 방법
- 45 설문지 문항은 채소, 포장된 간식, 과일, 초콜릿, 과자, 케이크·사탕·비스킷, 물, 과일주스, 청량음료, 흰 우유, 가공유와 각 식품의 1회 제공량 기준 섭취 횟수로 구성되었다.
- 2. Comparison of percentage of nutrient intake of the children to recommended nutrient intake (RNI) or adequate intake (AI) according to NQ-P score four-grade criterion of samples from the pilot survey. a b : Different alphabets indicate significant differences by Duncan’s multiple test (p < 0.
- 취학전아동의 영양지수 등급화를 위해 데이터 기반 분포추정기법 (커널 추정 등)을 적용하였다. ROC curve를 활용한 판정 기준값 (cut-off) 산출은 전국단위조사에서 자가 기입에 의해 조사된 체위자료를 활용하여 산출한 BMI 백분위 수를 기준으로 영양지수 판정 기준값을 산출하였다. 영양 지수 판정 기준값의 기준은 소아·청소년 표준성장도표의 BMI 백분위수를 기준으로 ‘비만군 (obese)’과 ‘비비만군(non-obese)’으로 분류한 후 ROC curve를 이용하여 분석하였다.
- 영양지수 점수는 전국단위조사의 표본 추출률과 응답률을 고려한 사후 가중치를 적용하고 복합표본조사 모수 추정식을 활용하여 영양지수 점수와 하위 요인별 점수를 지수화 하였다. 개별 항목 점수는 요인점수, 요인점수는 영양 지수 점수에 계층화 되어 있어 두 개 중 하나를 고정하고 다른 하나의 값의 변화를 활용하여 지수를 산정하였다. 취학전아동의 영양지수 등급화를 위해 데이터 기반 분포추정기법 (커널 추정 등)을 적용하였다.
- 측정도구가 실제 측정하고자 하는 측정대상 속성에 대한 개념을 측정하고 있는지에 대한 타당성을 판단하기 위해 연구진 및 관련 전문가들에 의해 항목 적절성을 판단하였다. 그 결과 38개 후보 항목 (Table 1) 중 20개 평가항목들이 추출되었으며, 20개 평가항목들로 구성된 체크리스트를 사용하여 전국단위조사가 수행되었다.
- 대안으로 소아·청소년 표준성장도표의 BMI 백분위수를 기준으로 ‘비만 (obese)’과 ‘비비만 (non-obese)’의 두 군으로 분류한후 ROC curve를 이용하여 판정 기준값을 산정하였다.
- 1단계 탐색적 요인분석 결과 기본적인 식사 섭취를 평가하는 ‘곡류 섭취, 끼니별 채소 반찬 섭취, 과일섭취, 우유 섭취, 콩 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취’ 항목이 하나의 요인으로 분류되지 않고, 요인 2 (콩이나 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취), 요인 4 (과일 섭취), 요인 5 (잡곡밥 섭취, 우유 섭취, 단, 두 항목의 방향성이 반대임), 요인 7 (채소류 반찬 섭취)로 나뉘어 나타났다. 따라서 각 요인이 설명하는 내용을 알아보기 위해 기본적인 식사섭취에 대한 7개의 식품섭취 평가항목을 제외한 13개의 평가항목의 분류 내용을 파악하기 위해 2단계의 탐색적 요인분석을 실시하였다. 분석 결과, 13개 평가항목은 4개의 요인으로 분류되었으며 요인 내 항목 역시 적절히 묶인 것으로 판단하였다.
- 1과 같다. 모형 개발을 위해 국민건강영양조사 자료 분석, 국내외 취학전아동 대상의 논문 검토 및 전문가 심층면접를 통해 평가항목 초안을 작성하였고, 작성된 평가항목의 문항에 대해 포커스그룹 심층면접조사와 사회통계학자의 자문을 통해 38개 항목의 양적조사용 체크리스트를 개발하였다. 식사 섭취 조사 자료의 영양소 섭취량과 상관성이 높거나, 식생활지침 등의 가이드라인이 존재하는 평가항목을 중심으로 전문가 workshop을 거쳐 전국단위조사용 체크리스트 (20개 항목)를 개발하였다.
- 본 연구에서 개발한 NQ-P는 14개 문항의 체크리스트 설문 조사를 통하여 영양지수 점수는 물론, 균형, 절제, 환경의 3개 영역 (요인)의 점수를 산출할 수 있으며, 산출된 영양지수 점수와 영역 점수를 이용하여 어린이의 상대적인 NQ-P 등급을 부여하고, 영양상태 및 식사의 질에 대한 평가를 수행할 수 있다.
- 모형 개발을 위해 국민건강영양조사 자료 분석, 국내외 취학전아동 대상의 논문 검토 및 전문가 심층면접를 통해 평가항목 초안을 작성하였고, 작성된 평가항목의 문항에 대해 포커스그룹 심층면접조사와 사회통계학자의 자문을 통해 38개 항목의 양적조사용 체크리스트를 개발하였다. 식사 섭취 조사 자료의 영양소 섭취량과 상관성이 높거나, 식생활지침 등의 가이드라인이 존재하는 평가항목을 중심으로 전문가 workshop을 거쳐 전국단위조사용 체크리스트 (20개 항목)를 개발하였다. 전국단위조사 결과를 활용한 통계적 분석과 전문가 자문을 통해 14개의 최종평가항목을 선정하였고, 이들 14개의 평가항목을 활용하여 NQ-P 모형을 개발하였다.
- 담당 보육교사에게 식이조사 내용 중 어린이집에서 제공한 점심식사에 대해 확인 및 보완을 요청하였다. 식사섭취조사 자료는 CAN-Pro 영양평가 프로그램 (PRO 4.0, 한국영양학회)을 사용하여 식품 섭취량과 영양소 섭취량으로 환산하였다.
- 식품섭취영역에서 19문항과 식행동·식습관 영역에서 19문항, 총 38개 항목들이 양적연구조사 (pilot survey)의 체크리스트 항목들로 선정되었다 (Table 1).
- 양적조사 시 과자 섭취와 달거나 기름진 빵 섭취를 별개의 평가항목으로 조사하였으나 전국단위 조사 시에는 전문가의 의견을 수렴하여 두 개의 항목을 ‘과자·달거나 기름진 빵 섭취’로 통합하여 조사하였다.
- 어린이의 식행동 및 영양섭취 관련 문헌, 국민건강영양 조사 자료 분석 및 전문가 대상 심층면접을 통해 38개 후보 평가항목을 선정한 후, 후보 평가항목 중 식품 및 영양소 섭취량을 잘 반영해 주는 평가항목을 선정하기 위해 어린이집 3~5세반 100명의 부모/보호자를 대상으로 식사섭취 조사와 체크리스트 설문조사를 수행하였으며, 평가항목과 식품 및 영양소 섭취량, 식사다양성, 체질량지수와의 상관관계 분석 결과로부터 유의한 상관관계를 나타낸 평가항목과 영유아 식생활지침과 어린이 급식관리지침서 영양관리기준에 근거하여 20개 평가항목으로 구성된 체크리스트를 도출하였다.
- 영양 지수 판정 기준값의 기준은 소아·청소년 표준성장도표의 BMI 백분위수를 기준으로 ‘비만군 (obese)’과 ‘비비만군(non-obese)’으로 분류한 후 ROC curve를 이용하여 분석하였다.
- 식사 균형 변수들로 곡류, 고기·생선·계란·콩류, 채소류, 과일류, 우유·유제품류 및 유지·당류 섭취량을 포함하였고, 식사다양성 점수 (DDS)를 포함하였다. 영양소 적정 섭취 변수들로 식이섬유, 칼슘, 나트륨, 칼륨, 칼슘, 철, 비타민 A, 비타민 B2, 나이아신 및 비타민 C의 섭취량 또는 권장섭취량 (또는 충분섭취량)에 대한 백분율을 포함하였고, 성장에 필요한 영양소로 에너지, 단백질, 아연, 엽산, 비타민 D의 섭취량 또는 권장섭취량(또는 충분섭취량)에 대한 백분율을 상관관계 분석에 포함하였다. 식사의 영양밀도 변수들로서 에너지 1,000 kcal 당단백질, 식이섬유, 비타민 A, 비타민 C, 비타민 D, 비타민 B2, 엽산, 나이아신, 칼슘, 나트륨, 칼륨, 철, 아연을 포함하였다.
- 3 version의 CALIS procedure를 적용하여 LISREL 분석을 수행하였다. 영양지수 요인별 가중치는 데이터 기반 가중치를 조정할 필요가 있는지 전문가의 의견을 수렴하여 구성타당도 (construct validity)를 검증하였다.
- 영양지수 점수는 전국단위조사의 표본 추출률과 응답률을 고려한 사후 가중치를 적용하고 복합표본조사 모수 추정식을 활용하여 영양지수 점수와 하위 요인별 점수를 지수화 하였다. 개별 항목 점수는 요인점수, 요인점수는 영양 지수 점수에 계층화 되어 있어 두 개 중 하나를 고정하고 다른 하나의 값의 변화를 활용하여 지수를 산정하였다.
- ‘균형’ 영역에는 콩제품, 생선, 고기, 채소, 흰 우유 섭취의 5개 평가항목, ‘절제’ 영역에는 가공육류, 가공음료, 과자류, 패스트푸드 섭취의 4개 평가항목, 그리고 ‘환경‘ 영역에는 아침식사 빈도, 정해진 장소에서 식사, 식사 전 손씻기, 바른 식생활을 위한 노력 정도, TV시청·스마트폰·컴퓨터 사용시간 (screen time)의 5개 평가항목이 포함되었다. 영역별 가중치는 균형 0.45, 절제 0.30, 환경 0.25로 설정하였으며, 영역 내 항목 가중치는 표준화 경로계수를 활용하여 계산하였다.
- 국내에서 2009~2013년에 발표된 취학전 아동 대상 논문에서 나타난 의미 있는 영양 및 식생활 관련 변수들을 영양지수 체크리스트 평가항목 후보에 포함하였다. 영유아를 위한 식생활지침18과 어린이 급식관리지침서19 영양관리기준에 포함된 내용들도 체크리스트 후보 항목으로 검토하였다. 어린이의 균형잡힌 영양 섭취와 올바른 식행동을 포괄하는 전반적인 식생활 (whole-of-diet)을 평가하기 위한 구성요소로서 식사를 구성하는 식품과 영양소 섭취 상태, 이를 반영하는 식사패턴, 식행동 및 사회인구학적 요인들이 있다.
- 과자·달거나 기름진 빵 섭취, 가공음료 섭취, 패스트푸드 섭취, 가공육류 섭취 4개 항목이 요인 1, 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취, 흰 우유 섭취가 요인 2, 끼니별 채소반찬 섭취, 정해진 장소에서 식사, 바른 식생활 노력 정도, 음식 먹기 전 손 씻기가 요인 3, 아침식사 섭취, 화면보기 시간 항목이 요인 4로 분류되었다. 요인 3으로 분류된 끼니별 채소반찬 섭취의 항목은 함께 분류된 3개의 항목과 같은 요인으로 분류하기에 적절하지 않다는 연구진의 판단에 따라 요인 2로 분류하여 확정적 요인분석을 실시하였다.
- 이들 14개의 평가항목을 4개의 요인으로 분류한 후 확정적 요인분석 (LISREL 분석)을 실시한 후 각 요인별 가중치를 산출하여 전문가 자문을 구하였다. 자문위원들은 요인3 (정해진 장소에서 식사, 바른 식생활 노력 정도, 음식 먹기 전 손 씻기)과 요인 4 (아침식사 섭취, 화면보기 시간)는 취학전아동 개인이 스스로 실천하기보다는 가정과 어린이집 및 유치원에서 보호자 또는 보육교사의 실천과 식생활환경에 의해 영향을 받게 되므로 이들 두 요인을 통합하는 것이 적절하다는 의견을 제시하였다.
- 전국단위조사용 체크리스트는 양적연구조사 분석 결과 선정된 평가지표 및 평가항목으로 구성하였으며 표본으로 선정된 대상자의 가정을 직접 방문하여 보호자를 대상으로 체크리스트 설문 조사를 실시하였다. 전국 어린이집 (취학전아동 3~5세 반 운영) 목록을 활용하여 조사 대상 어린이집을 기본 층화변수로 권역을 설정하여 권역별 2개 우선 할당 후 어린이집 수를 기준으로 비례 배분하고, 어린이집 당 평균적으로 10명을 조사하였다. 서울 권역은 어린이집 5곳, 부산·울산·경남 권역은 4곳, 대구·경북 권역은 4곳, 인천·경기·강원 권역은 8곳, 대전·충청·세종 권역은 4곳, 그리고 광주·전라·제주 권역은 5곳을 대상으로 하였다.
- 식사 섭취 조사 자료의 영양소 섭취량과 상관성이 높거나, 식생활지침 등의 가이드라인이 존재하는 평가항목을 중심으로 전문가 workshop을 거쳐 전국단위조사용 체크리스트 (20개 항목)를 개발하였다. 전국단위조사 결과를 활용한 통계적 분석과 전문가 자문을 통해 14개의 최종평가항목을 선정하였고, 이들 14개의 평가항목을 활용하여 NQ-P 모형을 개발하였다. 본 연구는 한남대학교 인체시험심사위원회 (Institutional Review Board, IRB 승인번호: 2014-02k) 의 승인을 받아 수행되었다.
- 전국단위조사용 체크리스트는 양적연구조사 분석 결과 선정된 평가지표 및 평가항목으로 구성하였으며 표본으로 선정된 대상자의 가정을 직접 방문하여 보호자를 대상으로 체크리스트 설문 조사를 실시하였다. 전국 어린이집 (취학전아동 3~5세 반 운영) 목록을 활용하여 조사 대상 어린이집을 기본 층화변수로 권역을 설정하여 권역별 2개 우선 할당 후 어린이집 수를 기준으로 비례 배분하고, 어린이집 당 평균적으로 10명을 조사하였다.
- 양적연구조사는 안양시 소재 3개 국공립 어린이집 만 3~5세반 100명 (남아 54명, 여아 46명)을 대상으로 2014년 7월 7일~11일에 수행되었다. 조사방법은 1차 방문에서 조사 참여 동의서, 식이조사지, 체크리스트, 가정 통신문을 어린이집에 전달하고, 조사 기간 동안 어린이집에서 제공한 점심 식단과 이미지 사진을 협조 요청하였다. 조사예정일 3일 전에 담당 보육교사가 아동을 통해 보호자에게 설문지를 전달하고, 보호자가 아동의 식이섭취 내용과 체크리스트를 작성하여 어린이집에 이틀 내에 제출하도록 하였다.
- 조사방법은 1차 방문에서 조사 참여 동의서, 식이조사지, 체크리스트, 가정 통신문을 어린이집에 전달하고, 조사 기간 동안 어린이집에서 제공한 점심 식단과 이미지 사진을 협조 요청하였다. 조사예정일 3일 전에 담당 보육교사가 아동을 통해 보호자에게 설문지를 전달하고, 보호자가 아동의 식이섭취 내용과 체크리스트를 작성하여 어린이집에 이틀 내에 제출하도록 하였다. 조사원은 회수된 식이조사지 및 체크리스트 설문지를 검토한 후 보완 사항은 보호자에게 전화로 확인하였다.
- 조사예정일 3일 전에 담당 보육교사가 아동을 통해 보호자에게 설문지를 전달하고, 보호자가 아동의 식이섭취 내용과 체크리스트를 작성하여 어린이집에 이틀 내에 제출하도록 하였다. 조사원은 회수된 식이조사지 및 체크리스트 설문지를 검토한 후 보완 사항은 보호자에게 전화로 확인하였다. 담당 보육교사에게 식이조사 내용 중 어린이집에서 제공한 점심식사에 대해 확인 및 보완을 요청하였다.
- 전국단위조사용으로 선정된 20개의 평가항목에 대해 답 보기의 쏠림여부를 평가하기 위해 답문항을 리커트척도로 변환하여 사분위범위 (interquartile range, IQR)와 변동 계수 (coefficient of variation, CV)를 산출하였다. 즉, 사분위범위 (IQR) 값이 1 이하이고, 변동계수 (CV)가 25% 이하인 경우 쏠림 현상이 있다고 판정하였고, 쏠림 현상이 있는 경우 답보기의 척도를 조정하였다.
- 식사의 영양밀도 변수들로서 에너지 1,000 kcal 당단백질, 식이섬유, 비타민 A, 비타민 C, 비타민 D, 비타민 B2, 엽산, 나이아신, 칼슘, 나트륨, 칼륨, 철, 아연을 포함하였다. 체형관련 변수로 체질량지수 (body mass index, BMI)를 포함하였다. 측정도구가 실제 측정하고자 하는 측정대상 속성에 대한 개념을 측정하고 있는지에 대한 타당성을 판단하기 위해 연구진 및 관련 전문가들에 의해 항목 적절성을 판단하였다.
- 취학전아동용 체크리스트 후보 항목에 대해 급식 및 식생활지도를 담당하고 있는 영양사 및 보육교사를 대상으로 심층면접조사를 수행하여 후보 항목들을 검토하고 추가적으로 포함하여야 할 평가항목들을 보완하여 체크리스트 초안을 마련하였다. 초안에 대해 어머니 대상 포커스그룹 심층면접 조사를 수행하여 문항과 척도를 수정하였다. 식품섭취영역에서 19문항과 식행동·식습관 영역에서 19문항, 총 38개 항목들이 양적연구조사 (pilot survey)의 체크리스트 항목들로 선정되었다 (Table 1).
- 취학전아동 대상 식사섭취 조사는 직접적인 조사가 불가능하여 본 연구에서도 보호자에 의한 기록법으로 24시간 섭취량을 조사하였고, 어린이집에서 먹은 식사 및 간식은 보육교사의 도움으로 조사하였다. 이는 이미 선행연구37에서 지적된 바와 같이 유아가 2~3세가 되면 가족들이 섭취하는 대부분의 음식을 공유하게 되나 어린이집에서 급식이 이루어질 경우 부모에 의한 정보가 제한적이게 된다.
- 2 인구학적 특성 (예: 식사 준비하는 사람), 모유수유 여부, 이유보충식, 사회경제적 수준 (예: 부모의 교육수준) 등은 유아의 영양 및 식생활에 미치는 영향이 매우 큰 변수임에도 불구하고 개인의 노력으로 바꾸기 어렵거나 과거에 행해진 행동이므로 영양지수 평가항목으로 선택하지 않았다. 취학전아동용 체크리스트 후보 항목에 대해 급식 및 식생활지도를 담당하고 있는 영양사 및 보육교사를 대상으로 심층면접조사를 수행하여 후보 항목들을 검토하고 추가적으로 포함하여야 할 평가항목들을 보완하여 체크리스트 초안을 마련하였다. 초안에 대해 어머니 대상 포커스그룹 심층면접 조사를 수행하여 문항과 척도를 수정하였다.
- 체형관련 변수로 체질량지수 (body mass index, BMI)를 포함하였다. 측정도구가 실제 측정하고자 하는 측정대상 속성에 대한 개념을 측정하고 있는지에 대한 타당성을 판단하기 위해 연구진 및 관련 전문가들에 의해 항목 적절성을 판단하였다. 그 결과 38개 후보 항목 (Table 1) 중 20개 평가항목들이 추출되었으며, 20개 평가항목들로 구성된 체크리스트를 사용하여 전국단위조사가 수행되었다.
- 영양지수 모형을 설정하기 위해 전국 어린이집 목록을 활용하여 조사 대상 어린이집을 기본 층화변수로 5개 권역을 설정하여 어린이집 수를 할당하고 어린이집 당 약 10명을 표본으로 하여 총 412명을 대상으로 조사를 수행하였다. 탐색적 요인분석과 확정적 요인분석에 의해 영양지수 구조 모형에 포함된 평가항목은 14개였으며, 구조방정식 모형을 통해 14개의 평가항목으로 구성된 영양지수의 구성타당도를 검증하고 가중치를 계산하였다. 전문가 자문에 의한 요인 검토와 조정을 거친 결과 영양지수는 3-factor structure로서 균형, 절제, 환경의 3 영역으로 구성되었다.
대상 데이터
- 를 보완하여 진행되었다. 국내에서 2009~2013년에 발표된 취학전 아동 대상 논문에서 나타난 의미 있는 영양 및 식생활 관련 변수들을 영양지수 체크리스트 평가항목 후보에 포함하였다. 영유아를 위한 식생활지침18과 어린이 급식관리지침서19 영양관리기준에 포함된 내용들도 체크리스트 후보 항목으로 검토하였다.
- 서울 권역은 어린이집 5곳, 부산·울산·경남 권역은 4곳, 대구·경북 권역은 4곳, 인천·경기·강원 권역은 8곳, 대전·충청·세종 권역은 4곳, 그리고 광주·전라·제주 권역은 5곳을 대상으로 하였다.
- 양적연구조사는 안양시 소재 3개 국공립 어린이집 만 3~5세반 100명 (남아 54명, 여아 46명)을 대상으로 2014년 7월 7일~11일에 수행되었다. 조사방법은 1차 방문에서 조사 참여 동의서, 식이조사지, 체크리스트, 가정 통신문을 어린이집에 전달하고, 조사 기간 동안 어린이집에서 제공한 점심 식단과 이미지 사진을 협조 요청하였다.
- 양적조사대상자는 100명의 자료를, 전국단위조사대상자는 412명의 자료를 활용하였다. 조사대상자의 평균 연령은 양적조사 5.
- 영양지수 모형을 설정하기 위해 전국 어린이집 목록을 활용하여 조사 대상 어린이집을 기본 층화변수로 5개 권역을 설정하여 어린이집 수를 할당하고 어린이집 당 약 10명을 표본으로 하여 총 412명을 대상으로 조사를 수행하였다. 탐색적 요인분석과 확정적 요인분석에 의해 영양지수 구조 모형에 포함된 평가항목은 14개였으며, 구조방정식 모형을 통해 14개의 평가항목으로 구성된 영양지수의 구성타당도를 검증하고 가중치를 계산하였다.
- 전국단위조사용 체크리스트 선정의 근거는 Table 2와 같으며, 선정된 평가항목을 보면, 식품섭취 영역에서 6개 평가지표, 11개 평가항목을 선정하였고, 식행동·식습관 영역에서 4개 평가지표, 9개 평가항목을 선정하였다.
- 서울 권역은 어린이집 5곳, 부산·울산·경남 권역은 4곳, 대구·경북 권역은 4곳, 인천·경기·강원 권역은 8곳, 대전·충청·세종 권역은 4곳, 그리고 광주·전라·제주 권역은 5곳을 대상으로 하였다. 조사에 참여한 총 대상자 수는 412명으로 남아 209명, 여아 203명이었다.
데이터처리
- 구조방정식 모형의 경로계수들은 최대우도추정방법 (maximum likelihood estimation)에 의해 추정하였고, 이를 영양지수 점수 산정을 위한 각 변인의 가중치로 사용하였다. SAS 9.3 version의 CALIS procedure를 적용하여 LISREL 분석을 수행하였다. 영양지수 요인별 가중치는 데이터 기반 가중치를 조정할 필요가 있는지 전문가의 의견을 수렴하여 구성타당도 (construct validity)를 검증하였다.
- 구성타당도는 모형의 적합성 검증인 χ2-검정과 경로계수의 유의성 검증인 t-검정으로 검증하였다.
- 양적연구조사용 체크리스트 평가항목 (Table 1)의 테스트 타당도 (test validity)를 검증하기 위해 평가항목 점수와 식사 균형, 영양소 적정 섭취, 영양밀도, 저체중 및 비만 등에 관한 변수들 간의 상관관계 (Pearson’s correlation coefficients)를 검증하였다.
- 전국단위조사 자료를 활용하여 NQ-P 모형 개발을 위해 탐색적 요인분석과 확정적 요인분석 (LISREL 분석법)을 실시하였다. 1단계로 20개의 평가항목을 활용하여 고유치 (eigen value) 1 이상인 요인을 분석한 결과 7개의 요인으로 분석되었고, 누적변동기여율은 58.
- 전국단위조사 자료에 대해 탐색적 요인분석 (exploratory factor analysis)을 수행하여 요인들로 분류된 평가항목들을 대상으로 확정적 요인분석 (confirmatory factor analysis)기법인 구조방정식 모형을 이용해 구성타당도를 검증하고, 데이터 기반의 영양지수 요인별 가중치를 계산하였다. 구성타당도는 모형의 적합성 검증인 χ2-검정과 경로계수의 유의성 검증인 t-검정으로 검증하였다.
- 전국단위조사용으로 선정된 20개의 평가항목에 대해 답 보기의 쏠림여부를 평가하기 위해 답문항을 리커트척도로 변환하여 사분위범위 (interquartile range, IQR)와 변동 계수 (coefficient of variation, CV)를 산출하였다. 즉, 사분위범위 (IQR) 값이 1 이하이고, 변동계수 (CV)가 25% 이하인 경우 쏠림 현상이 있다고 판정하였고, 쏠림 현상이 있는 경우 답보기의 척도를 조정하였다.
이론/모형
- 구성타당도는 모형의 적합성 검증인 χ2-검정과 경로계수의 유의성 검증인 t-검정으로 검증하였다. 구조방정식 모형의 경로계수들은 최대우도추정방법 (maximum likelihood estimation)에 의해 추정하였고, 이를 영양지수 점수 산정을 위한 각 변인의 가중치로 사용하였다. SAS 9.
- 자문위원들은 요인3 (정해진 장소에서 식사, 바른 식생활 노력 정도, 음식 먹기 전 손 씻기)과 요인 4 (아침식사 섭취, 화면보기 시간)는 취학전아동 개인이 스스로 실천하기보다는 가정과 어린이집 및 유치원에서 보호자 또는 보육교사의 실천과 식생활환경에 의해 영향을 받게 되므로 이들 두 요인을 통합하는 것이 적절하다는 의견을 제시하였다. 전문가의 자문에 따라 Table 4와 같이 4개의 요인을 3개의 요인으로 조정한 NQ-P 모형 (3-factor structure)을 확정하였다. 과자·달거나 기름진 빵 섭취, 가공음료 섭취, 패스트푸드 섭취, 가공육류 섭취를 포함하는 요인 1은 [절제] 영역으로, 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취, 흰우유 섭취, 끼니별 채소 반찬 섭취를 포함하는 요인 2는 [균형] 영역으로, 요인 3 (정해진 장소에서 식사, 바른 식생활 노력 정도, 음식 먹기 전 손 씻기)과 요인 4 (아침식사 섭취, 화면보기 시간)는 통합하여[환경] 영역으로 명명하였다.
- 개별 항목 점수는 요인점수, 요인점수는 영양 지수 점수에 계층화 되어 있어 두 개 중 하나를 고정하고 다른 하나의 값의 변화를 활용하여 지수를 산정하였다. 취학전아동의 영양지수 등급화를 위해 데이터 기반 분포추정기법 (커널 추정 등)을 적용하였다. ROC curve를 활용한 판정 기준값 (cut-off) 산출은 전국단위조사에서 자가 기입에 의해 조사된 체위자료를 활용하여 산출한 BMI 백분위 수를 기준으로 영양지수 판정 기준값을 산출하였다.
성능/효과
- 1단계 탐색적 요인분석 결과 기본적인 식사 섭취를 평가하는 ‘곡류 섭취, 끼니별 채소 반찬 섭취, 과일섭취, 우유 섭취, 콩 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취’ 항목이 하나의 요인으로 분류되지 않고, 요인 2 (콩이나 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취), 요인 4 (과일 섭취), 요인 5 (잡곡밥 섭취, 우유 섭취, 단, 두 항목의 방향성이 반대임), 요인 7 (채소류 반찬 섭취)로 나뉘어 나타났다.
- 전국단위조사 자료를 활용하여 NQ-P 모형 개발을 위해 탐색적 요인분석과 확정적 요인분석 (LISREL 분석법)을 실시하였다. 1단계로 20개의 평가항목을 활용하여 고유치 (eigen value) 1 이상인 요인을 분석한 결과 7개의 요인으로 분석되었고, 누적변동기여율은 58.0%이었다 (자료 제시하지 않음). 1단계 탐색적 요인분석 결과 기본적인 식사 섭취를 평가하는 ‘곡류 섭취, 끼니별 채소 반찬 섭취, 과일섭취, 우유 섭취, 콩 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취’ 항목이 하나의 요인으로 분류되지 않고, 요인 2 (콩이나 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취), 요인 4 (과일 섭취), 요인 5 (잡곡밥 섭취, 우유 섭취, 단, 두 항목의 방향성이 반대임), 요인 7 (채소류 반찬 섭취)로 나뉘어 나타났다.
- 44 NQ-C는 식행동/식습관 영역에서 규칙과 실천 2개 요인으로 분류되었으나, NQ-P는 취학전아동의 경우 본인 의지보다 환경에 의한 영향이 더 크게 작용하므로 2개 요인을 환경 요인으로 통합하였다. 결과적으로 NQ-C가 5- factor structure14인데 비하여 NQ-P 구조는 균형, 절제, 환경 3영역으로 이루어진 3 factor-structure 모형으로 수렴되었다.
- 과자·달거나 기름진 빵 섭취, 가공음료 섭취, 패스트푸드 섭취, 가공육류 섭취 4개 항목이 요인 1, 콩제품 섭취, 생선 섭취, 고기 섭취, 흰 우유 섭취가 요인 2, 끼니별 채소반찬 섭취, 정해진 장소에서 식사, 바른 식생활 노력 정도, 음식 먹기 전 손 씻기가 요인 3, 아침식사 섭취, 화면보기 시간 항목이 요인 4로 분류되었다.
- 이와 같은 결과는 19개 항목으로 구성된 학령기아동 대상 NQ-C 모형13,14과는 뚜렷한 차이를 보였다. 그 이유로 첫째, 취학전 아동의 식생활이 단순하고 개인차가 크지 않아 식생활 변별력이 있는 변인들이 학령기아동의 식생활만큼 많지 않을 수 있고, 둘째, 학령기아동은 대상자 직접 조사인 반면에 취학전아동은 보호자 대상의 간접 조사이다보니 보호자의 견해가 개입될 수 있으며, 셋째, 식행동이 취학전아동 개인의 의지나 실천에 의해서라기보다 보호자나 보육교사, 식생활 환경에 의해 영향을 크게 받기 때문으로 이해된다. 실례로 Kourlaba 등의 연구36에서 2~5세 유아 2,287명의 3일 동안의 식사를 조사하여 HEI 점수를 평가하고, 자녀의 식사의 질에 관한 어머니의 인지 정도를 조사하여 HEI 평가 결과와 비교한 결과 83%의 어머니가 자녀의 식사의 질을 과대평가했다고 보고하였다.
- 또한 본 연구진은 전국단위조사의 NQ-P 점수의 백분위 분포를 기준으로 4등급으로 분류 후 등급을 기준으로 영양소 섭취 비율을 비교한 결과 ‘상’등급에 비해 ‘중하’등급, ‘하’등급의 영양소 섭취 비율이 낮았으며, 특히 식이섬유, 리보플라빈, 칼슘 및 인의 섭취는 유의적인 차이를 보였다.
- 본 연구에서 38개의 후보 평가항목 (변수)들과 식품 및 영양소 섭취량, 식사다양성과의 상관성 분석 및 전문가의 의견 수렴을 거쳐 20개 평가항목들이 전국단위조사용 체크리스트에 포함되었으며, 최종적으로 14개 항목만이 취학전아동 영양지수 (NQ-P) 모형에 포함되었다. 이와 같은 결과는 19개 항목으로 구성된 학령기아동 대상 NQ-C 모형13,14과는 뚜렷한 차이를 보였다.
- 취학전아동에게 적절한 영양은 건강과 정상적인 성장을 제공한다. 본 연구에서 BMI에 근거하여 아동의 성장을 저체중, 정상, 과체중, 비만으로 분류하여 각 군에 해당하는 아동들의 영양지수 점수와 영역별 점수를 비교한 결과, 영양지수 점수는 비만군에서 가장 낮은 점수를 보였으나 통계적으로 유의하지는 않았다. 본 연구에서 영양지수 점수의 양호한 수준의 판정 기준값을 정하기 위해 어린이 영양지수에 적용했던 MAR (mean adequacy ratio) 0.
- 본 연구에서 식사다양성 점수와 관련성을 보인 변수들은 먹지 않아 애먹이는 수준과 TV시청·스마트폰·컴퓨터 사용시간이었으며 역의 상관성을 보였다.
- 한편, Wright 등의 연구40에서 식성이 까다로운 유아가 적은 종류의 식품을 섭취함에도 불구하고 대부분은 정상적인 성장을 보였다. 본 연구에서 확정적 요인분석 결과 까다로운 식성이 영양지수를 구성하는 평가항목으로서 부합하지 않았으며, 반찬 골고루 먹기와 식사가 다양하다는 항목은 까다로운 식습관과는 상반되는 식행동일 수 있는데, 이 항목들 역시 영양지수 평가항목으로 선정되지 않았다.
- 8%이었으며 (자료 제시하지 않음), 과일섭취 횟수는 칼슘, 칼륨, 식이섬유 섭취량과는 정의 상관관계를 보였다 (Table 2). 본 연구의 양적조사 자료를 활용하여 한국인 영양섭취기준에서 제시된 식품군별 적정 섭취 횟수와 실제 섭취 횟수를 비교한 결과, 우유 및 유제품류와 채소류는 적정 섭취 횟수를 충족한 비율이 각각 7.3%와 9.4%로 매우 낮았고, 반면 과일류는 58.3%로 주요 식품군 중에서 가장 높은 수준을 보였다. 어린이의 과일 선호도가 높고, 어린이집에서 과일이 간식으로 제공되어 개인 간 섭취 차이가 크지 않은 것이 평가항목에서 제외된 원인으로 추정된다.
- 제외된 6개 항목 중에서 과일류 섭취가 영양지수 평가항목으로 선정되지 않은 것이 이례적이라 사료된다. 본 조사에서 412명의 대상자 중 과일 섭취가 하루에 2번 이상인 경우가 24.7%, 하루에 한 번이 43.8%이었으며 (자료 제시하지 않음), 과일섭취 횟수는 칼슘, 칼륨, 식이섬유 섭취량과는 정의 상관관계를 보였다 (Table 2). 본 연구의 양적조사 자료를 활용하여 한국인 영양섭취기준에서 제시된 식품군별 적정 섭취 횟수와 실제 섭취 횟수를 비교한 결과, 우유 및 유제품류와 채소류는 적정 섭취 횟수를 충족한 비율이 각각 7.
- 따라서 각 요인이 설명하는 내용을 알아보기 위해 기본적인 식사섭취에 대한 7개의 식품섭취 평가항목을 제외한 13개의 평가항목의 분류 내용을 파악하기 위해 2단계의 탐색적 요인분석을 실시하였다. 분석 결과, 13개 평가항목은 4개의 요인으로 분류되었으며 요인 내 항목 역시 적절히 묶인 것으로 판단하였다. 이에 기본적인 식사섭취 평가 7개 항목을 다시 포함하여 분류된 요인 4개 외에 기본적인 식사섭취 평가를 추가적인 한 개의 요인으로 고려하여 총 5개 요인으로 조정한 탐색적 요인분석을 실시하였고, 그 결과를 활용하여 확정적 요인분석 (LISREL 분석법)을 수행하여 구조방정식을 계산한 결과, 6개 항목 (잡곡밥 섭취, 과일 섭취, 편식 정도, 음식을 먹지 않아 애 먹이는 수준, 반찬 골고루 먹기, 운동 빈도)의 경우는 항목의 회귀계수가 유의하지 않거나 동일 요인을 구성하는 항목들 간 가중치의 부호가 달라 연구·구성된 최종모형이 적합하지 않았다.
- 영양지수 점수의 타당도 평가를 위해 양적조사대상자의 NQ-P 점수의 등급에 따른 영양소 섭취 수준을 비교한 결과 Fig. 2와 같이 대부분의 영양소 섭취 수준이 ‘상’, ‘중상’ 등급에 비해 ‘중하’, ‘하’ 등급에서 낮았고, 특히 식이섬유, 리보플라빈, 칼슘, 인의 섭취량은 NQ-P 등급에 따라 유의적인 차이를 보였다.
- 영양지수의 판정 기준 값은 소아·청소년 표준성장도표의 BMI 백분위수를 기준으로 ‘비만 (obese)’과 ‘비비만 (non-obese)’의 두 군으로 분류한 후 ROC curve를 이용하여 ‘비만’인 대상자를 ‘비만’이라고 판별할 수 있는 민감도 0.7 이상 중 민감도, 특이도 합을 최대로 하는 점수를 기준으로 산출한 결과 67점 이었다.
- 어린이의 과일 선호도가 높고, 어린이집에서 과일이 간식으로 제공되어 개인 간 섭취 차이가 크지 않은 것이 평가항목에서 제외된 원인으로 추정된다. 유사한 결과를 보여준 사례로 KDAGCAI 점수가 높을수록 비만위험이 유의하게 감소하였는데, 채소 섭취량은 비만 유병률 감소와 약한 관계를 보였으나, 과일은 그런 경향을 보이지 않았다.17 이와 같은 근거에도 불구하고 어린이 급식관리지침서19에 만 3~5세 아동의 과일류 권장 횟수는 하루 3.
- 인 역시 ‘상’, ‘중상’ 등급이 ‘하’ 등급에 비해 유의적으로 높게 섭취하고 있었다. 이상의 결과 취학전아동의 NQ-P 등급은 유아에게서 부족하기 쉬운 중요한 영양소의 섭취수준을 잘 반영하는 것으로 나타났다.
- 이에 기본적인 식사섭취 평가 7개 항목을 다시 포함하여 분류된 요인 4개 외에 기본적인 식사섭취 평가를 추가적인 한 개의 요인으로 고려하여 총 5개 요인으로 조정한 탐색적 요인분석을 실시하였고, 그 결과를 활용하여 확정적 요인분석 (LISREL 분석법)을 수행하여 구조방정식을 계산한 결과, 6개 항목 (잡곡밥 섭취, 과일 섭취, 편식 정도, 음식을 먹지 않아 애 먹이는 수준, 반찬 골고루 먹기, 운동 빈도)의 경우는 항목의 회귀계수가 유의하지 않거나 동일 요인을 구성하는 항목들 간 가중치의 부호가 달라 연구·구성된 최종모형이 적합하지 않았다.
- 이와 같이 3개 영역과 14개의 평가항목으로 구성된 NQ-P 체크리스트의 구성타당도를 LISREL 분석으로 평가한 결과 각 영역별 평가항목의 구성은 매우 적절한 것으로 평가되었다 (GFI = 0.854, Adjusted GFI = 0.7928, RMR =0.0044, SRMR = 0.0903, p < 0.05).
- 전국 3~5세 취학전아동 (n = 412명)의 NQ-P 점수는 평균 60.64점 (중앙값: 60.84점, 최소값: 34.99점, 최대값: 88.72점)이었고, 영역별 평균 점수를 보면 균형 60.49점, 절제 51.49점, 환경 71.66점을 나타내었다.
- 탐색적 요인분석과 확정적 요인분석에 의해 영양지수 구조 모형에 포함된 평가항목은 14개였으며, 구조방정식 모형을 통해 14개의 평가항목으로 구성된 영양지수의 구성타당도를 검증하고 가중치를 계산하였다. 전문가 자문에 의한 요인 검토와 조정을 거친 결과 영양지수는 3-factor structure로서 균형, 절제, 환경의 3 영역으로 구성되었다. ‘균형’ 영역에는 콩제품, 생선, 고기, 채소, 흰 우유 섭취의 5개 평가항목, ‘절제’ 영역에는 가공육류, 가공음료, 과자류, 패스트푸드 섭취의 4개 평가항목, 그리고 ‘환경‘ 영역에는 아침식사 빈도, 정해진 장소에서 식사, 식사 전 손씻기, 바른 식생활을 위한 노력 정도, TV시청·스마트폰·컴퓨터 사용시간 (screen time)의 5개 평가항목이 포함되었다.
- 양적조사대상자는 100명의 자료를, 전국단위조사대상자는 412명의 자료를 활용하였다. 조사대상자의 평균 연령은 양적조사 5.1세, 전국단위조사 4.8세이었으며, 체위를 보면 양적조사의 경우 평균 신장 112.0 cm, 평균 체중 19.4 kg, 체질량지수 15.5 kg/m2이었고, 전국단위조사의 경우 평균 신장 109.3 cm, 평균 체중 18.4 kg, 체질량지수 15.4 kg/m2으로 신장과 체중은 전국단위조사대상자에 비해 양적조사대상자가 다소 높았다 (자료제시하지 않음).
- 즉, Fig. 2에서 제시된 바와 같이 ‘상’ 등급에 해당할 경우 칼슘을 제외한 모든 영양소 섭취량이 권장섭취량 또는 충분 섭취량에 도달하거나 이상 섭취하였고, 칼슘 역시 88% 정도로 양호한 수준이었다.
- 취학전아동 영양지수 (NQ-P)는 어린이 영양지수 (NQC)에 비해 평가항목의 수가 14개로 적으며, 섭취를 권장하는 식품들의 섭취에 대해 NQ-C14는 균형과 다양으로 구성된 반면에, NQ-P는 5개 항목을 2개 영역으로 분리하기보다 균형으로 통합하였다. 어린이의 식행동은 가정의 식생활 환경에 의해 영향을 받으며, 영향을 미치는 가족 환경요인은 보모의 식품 선호 및 신념, 어린이의 식품에의 노출, 역할 모델, 미디어 노출, 식품에 대한 자녀 부모의 상호작용 등이다.
- 특히 칼슘은 ‘상’, ‘중상’ 등급의 경우 권장섭취량에 대한 섭취 비율이 각각 88.7%, 89.1%로 권장섭취량의 90%에 가까운 섭취 수준을 보였으나, ‘중하’, ‘하’ 등급의 경우 각각 61.1%, 63.6%로 권장량보다 현저히 적게 섭취하고 있었다.
- 표준화 경로계수를 활용한 NQ-P 모형의 요인별 가중치는 균형 0.579, 절제 0.309, 환경 0.111로 계산되었으나, 영역별 가중치에 대한 전문가들의 의견을 수렴한 결과, 최근 식행동의 변화를 위한 환경의 중요성이 강조되는 추세를 반영하고,22 취학전아동의 경우 개인의 실천보다 식생활환경에 의해 영향을 크게 받는다는 점을 고려하여 균형 영역의 가중치는 0.45로 낮추고 환경 영역의 가중치는 0.25로 상향 조정하였고, 절제 영역의 가중치는 통계적으로 산출된 가중치를 수용하여 0.30으로 조정하였다. 각 영역에 해당하는 평가항목의 가중치는 통계적으로 산출된 가중치를 그대로 적용하였고, 각 항목별 가중치는 Table 4에 제시하였다.
후속연구
- 이처럼 부모에 의한 식생활환경이 취학전아동에게 미치는 영향이 크며 최근에는 3~5세의 어린이 대부분이 보육기관에서 적어도 하루 한끼 식사를 하므로 취학전아동의 영양관리에 관한 부모 및 보육기관 종사자에 대한 교육이 필요하다고 본다. 결론적으로 취학전아동 영양지수가 어린이집 또는 유치원에서 부모 교육 및 상담에 앞서 체크리스트 설문조사를 수행하여 문제점을 진단하고 맞춤형 행동 수정을 교육 및 상담하는 도구로 활용될 수 있을 것으로 기대된다.
- 즉, ‘상’등급 또는 판정 기준값 이상의 영양지수 점수를 취득할 경우 전반적인 영양상태가 양호할 가능성이 높다고 판정할 수 있다. 그러므로 NQ-P의 판정 기준값과 4등급에 의한 판정은 취학전아동의 영양상태를 평가할 수 있는 기준으로 사용하거나, NutriSTEP5,6처럼 영양상태선별검사 (nutritional screening)의 도구로 활용할 수 있을 것이다.
- 48 취학전아동의 경우 섭취하는 식품의 종류와 식생활이 비교적 단순하여 개인 간 변이가 적을 뿐만 아니라, 어린이집과 유치원 원아를 대상으로 조사할 경우, 간식 (오전, 오후)과 중식의 메뉴가 동일하여 개인간 식품 섭취의 차이가 적어 체크리스트 항목 선정의 타당성 검증에서 분별력이 낮아질 가능성이 있다. 둘째, 영양지수 조사가 대상자 직접조사가 아닌 보호자 응답의 간접조사이므로 실제 상황보다는 보호자가 느끼거나 희망하는 보기를 선택할 경향이 있을 수 있다. 하지만 보호자에게 최대한 현실적인 식사를 보고할 것을 조사지에 표기하여 이러한 오류를 최소화하였다.
- 본 연구의 제한점으로 첫째, 조사 대상자가 어린이집 원아로 한정되었지만, 2013년 12월 기준으로 전체 영유아 인구의 65.7%가 유치원, 어린이집을 이용하고 있으며, 이용 시간은 하루 평균 7시간 전후로 낮 시간 대부분을 보육기관에서 생활하고 있다.48 취학전아동의 경우 섭취하는 식품의 종류와 식생활이 비교적 단순하여 개인 간 변이가 적을 뿐만 아니라, 어린이집과 유치원 원아를 대상으로 조사할 경우, 간식 (오전, 오후)과 중식의 메뉴가 동일하여 개인간 식품 섭취의 차이가 적어 체크리스트 항목 선정의 타당성 검증에서 분별력이 낮아질 가능성이 있다.
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