[논문]성인초기여성의 섭식장애에 영향을 미치는 요인에 관한 경로 분석

차보경

doi:10.4163/jnh.2017.50.6.615

성인초기여성의 섭식장애에 영향을 미치는 요인에 관한 경로 분석
A path analysis of factors influencing eating problem among young female adults 원문보기

Journal of nutrition and health, v.50 no.6, 2017년, pp.615 - 623

초록
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본 연구는 성인초기여성의 섭식장애를 설명하기 위해 가설적 모형을 구성하고, 영향요인의 효과를 확인하고자 수행한 경로분석 연구이다. 2017년 8월, 약 1개월 동안 19세 ~ 29세 성인초기여성 193명을 대상으로 일반적 특성, 자존감, 분노, 우울, 신체불만족 및 섭식장애를 자가보고 설문지법을 이용하여 조사하였다. 자료는 SPSS 21.0 프로그램과 AMOS 24.0 프로그램으로 통계 처리하였다. 수집한 자료를 분석한 결과는 다음과 같다. 대상자의 평균 연령은 24.02세이었으며, 변수들의 평균은 섭식장애 8.99점, 신체불만족 92.05점, 우울 14.96점, 분노 18.99점, 자존감 32.17점이었다. 또한 섭식장애 점수 20점을 기준으로 구분하였을 때, 고위험 섭식장애 대상자는 9.8%이었다. 섭식장애는 신체불만족, 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 신체불만족은 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 우울은 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과 음(-)의 상관관계가 있었다. 수정모형의 적합도는 ${\chi}^2$(p) 1.89 (p = 0.756), ${\chi}^2$/df 0.47, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.022, RMSEA 0.001으로 나타났다. 각 변수들이 섭식장애에 미치는 효과를 살펴보면, 자아존중감은 우울과 신체불만족을 매개한 간접효과와 총 효과가 유의하였다. 분노는 우울과 신체불만족을 매개한 간접효과와 총효과가 유의하였다. 우울은 신체불만족을 매개한 간접효과와 총효과가 유의하였다. 신체불만족은 직접효과 및 총효과가 유의하였다. 이들 변수들에 의한 설명력은 46%이다. 따라서 성인초기여성의 섭식장애 개선을 위한 전략 수립에 신체불만족, 우울, 분노, 자존감을 주요요인으로 고려해야 함을 확인하였다.

Abstract ▼ AI-Helper

Purpose: The purpose of this study was to analyze factors influencing eating problems among young female adults. Methods: Participants were 193 young female adults aged 19 ~ 29 years who were recruited in August 2017. Four variables related to eating problems in young female adults, including body image dissatisfaction, self-esteem, trait anger, and depression, were measured using reliable instruments. Data were analyzed using the SPSS/WIN 21.0 program and Amos 24.0 for descriptive statistics, Pearson correlation coefficients, and path analysis. Results: The mean for eating problems in young female adults was 8.99, and 9.8% of subjects were classified as high risk with eating problems. Modified model demonstrated good model fit (${\chi}^2$/df 0.47, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.022, RMSEA 0.001). Path analysis showed that body image dissatisfaction had the greatest direct effect on eating problems. Depression did not have a direct effect on eating problems, whereas it had indirect effects on eating problems through body image dissatisfaction as the mediating factor. Self-esteem had direct effects on depression and indirect effects on eating problems through depression and body image dissatisfaction as mediating factors. Trait anger had direct effects on depression and body image dissatisfaction and indirect effects on eating problems through depression and body image dissatisfaction as mediating factors. These factors accounted for 46% of the total variance, and the fit indices of the model satisfied the criteria of fitness. Conclusion: The results of this study reveal the important role of body dissatisfaction and psychological factors such as self-esteem, trait anger, and depression on eating problems. These factors influencing eating problems should be considered when developing programs to improve eating problems in young female adults.

주제어

AI 본문요약
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문제 정의

본 연구는 선행연구를 근거로, 성인초기여성의 섭식장애를 설명하는 가설적 모형을 구축하여, 섭식장애와 영향 요인 간의 인과적 경로를 탐색하기 위해 수행되었다. 본 연구를 통해 나타난 주요 결과를 중심으로 한 논의는 다음과 같다.
본 연구는 성인초기여성의 섭식장애를 설명하기 위해 가설적 모형을 구성하고, 영향요인의 효과를 확인하고자 수행한 경로분석 연구이다. 2017년 8월, 약 1개월 동안 19세~ 29세 성인초기여성 193명을 대상으로 일반적 특성, 자존감, 분노, 우울, 신체불만족 및 섭식장애를 자가보고 설문지법을 이용하여 조사하였다.
그동안 국내에서 수행된 섭식장애 관련 연구는 아동과 청소년, 여대생을 중심으로 한 실태조사, 섭식장애 관련 변수와의 상관관계 및 영향요인을 확인하는 연구가 대부분으로, 성인초기여성에서 보고되는 부정적 정서요인과 신체불만족 및 섭식장애와의 관계를 포괄적으로 다룬 연구는 미흡하다. 이에 본 연구에서는 섭식장애와 관련 요인을 확인하는 선행연구를 토대로 성인초기여성의 섭식 장애를 설명하는 가설적 경로모형을 구축하고, 실제 자료 간의 적합도 검증을 통해 수정 경로모형을 제시하며, 섭식장애에 영향하는 요인의 효과를 알아보기 위해 수행되었다.

가설 설정

특히, 가족 및 친구 등의 지지체제의 활용은 건강실천생활을 강화시키는 긍정적 피드백 효과로 이어질 수 있다. 둘째, 정서적 요인에 대한 개인의 취약성 정도를 파악해야 한다. 특히, 분노와 우울 수준이 높은 고위험군 선별과 이들에 대한 적합한 관리가 병행되어야 한다.

제안 방법

본 연구는 성인초기여성의 섭식장애를 설명하기 위해 가설적 모형을 구성하고, 영향요인의 효과를 확인하고자 수행한 경로분석 연구이다. 2017년 8월, 약 1개월 동안 19세~ 29세 성인초기여성 193명을 대상으로 일반적 특성, 자존감, 분노, 우울, 신체불만족 및 섭식장애를 자가보고 설문지법을 이용하여 조사하였다. 자료는 SPSS 21.
가설적 모형을 수정하기 위해 수정지수와 이론적 근거를 고려하여 경로계수가 유의하지 않은 경로를 순차적으로 제거하였으며, 최종 5개의 경로로 수정모형을 구성하였다. 수정 모형의 적합도는 χ²(p) 1.
본 연구를 위한 설문조사에 사용한 도구는 연구대상자의 일반적 특성, 섭식장애, 신체불만족, 자존감, 분노, 우울로 구성되었다. 일반적 특성은 연령, 키, 몸무게, 학력, 결혼상태, 종교, 거주지, 경제상태, 직업, 평소 지각하는 건강 상태, 현재 앓고 있는 질환을 포함하였다.
본 연구에서는 섭식장애에 대한 선행연구에서 확인된 예측 요인 및 요인간의 관계를 근거로, 성인초기여성의 섭식장애에 관한 경로모형을 구성하였다 (Fig. 1). 섭식장애는 정서·인지 요인의 복합적 상호작용의 결과임을 고려하여,^11,25성인초기여성의 섭식장애 영향 요인으로, 정서적 요인에는 자존감, 분노 및 우울을, 인지 요인에는 신체불만족을 포함하였다.
이상과 같이 본 연구에서는 성인초기여성의 섭식장애 영향요인에 대한 경로를 구성하고, 정서요인과 인지요인의 복합적인 상호 작용과 인과 관계를 확인하였다. 이에, 자존감, 분노, 우울과 같은 정서적 취약성이 섭식장애의 주요한 관련요인으로 작용하며, 신체불만족의 매개작용을 거친 정서적 요인의 간접효과가 유의하게 나타난 점은 주목할 만하다.
본 연구를 위한 설문조사에 사용한 도구는 연구대상자의 일반적 특성, 섭식장애, 신체불만족, 자존감, 분노, 우울로 구성되었다. 일반적 특성은 연령, 키, 몸무게, 학력, 결혼상태, 종교, 거주지, 경제상태, 직업, 평소 지각하는 건강 상태, 현재 앓고 있는 질환을 포함하였다. 섭식장애는 Garner 등³¹의 단축형 섭식태도 측정도구 (eating attitude test, EAT-26)로 측정하였다.

대상 데이터

대상자 선정기준은 언어적 의사소통이 가능하고 활동에 제한이 없으며, 자료수집 당시 연구의 목적을 이해하고 연구 참여에 동의한 자로 하였다. 대상자수는 경로분석을 위해서 대략 200명 정도가 필요하다는 기준을 적용하여,³⁰연구에 동의하고 참여한 연구 대상자 200명에게 설문지를 배부하였으며, 배부된 설문지 중 199부가 수집되었다. 이중 2부는 응답이 불완전하였고, 4부는 특이값으로 나타나 최종 분석에 193명의 자료를 사용하였다.
본 연구의 대상자는 서울, 인천 및 충청도에 거주하는 19세~ 29세의 성인초기여성을 대상자로 하였다. 대상자 선정기준은 언어적 의사소통이 가능하고 활동에 제한이 없으며, 자료수집 당시 연구의 목적을 이해하고 연구 참여에 동의한 자로 하였다.
대상자수는 경로분석을 위해서 대략 200명 정도가 필요하다는 기준을 적용하여,³⁰연구에 동의하고 참여한 연구 대상자 200명에게 설문지를 배부하였으며, 배부된 설문지 중 199부가 수집되었다. 이중 2부는 응답이 불완전하였고, 4부는 특이값으로 나타나 최종 분석에 193명의 자료를 사용하였다.
본 연구는 보건복지부 지정 공용기관생명윤리위원회에서 연구 승인을 받아 수행하였다 (P01-201707-21-006). 자료 수집은 19세 ~ 29세의 성인초기여성을 대상으로, 충청남도 H대학교 도서관 및 교내 카페와 인천 및 서울에 위치한 카페에서 자가보고 설문지법을 이용하여, 2017년 8월, 약 1개월 동안 이루어졌다. 자료분석방법 본 연구의 자료는 SPSS 21.

데이터처리

Chicago, IL, USA)으로 통계 처리하였다. 대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를, 정규분포검정은 왜도와 첨도를 이용하였다. 제 변수들 간의 다중공선성은 피어슨상관계수 (Pearson correlation coefficient)와 분산팽창요인으로 살펴보았다.
섭식장애와 우울에서 왜도 (skewness)의 임계치 (critical ratio, CR) 절대값이 3이상으로 나타나, 경로분석은 정규분포를 가정하지 않는 일반적 가중 최소제곱추정법 (generally weighted least square, WLS)을 이용하였다. 모형의 적합도는 기초적합 지수 (goodness of fit index, GFI), 조정적합지수 (adjusted goodness of fit index, AGFI), 표준적합지수 (normed fit index, NFI), 표준원소간 평균자승잔차 (standardized root mean residual, SRMR), 근사원소평균자승오차 (root mean square error of approximation, RMSEA)으로 평가하였다. 또한 경로의 유의성은 붓스트랩 방법 (bootstrap method)에 의해 제시된 표준화 경로계수와 유의확률 (p-값)로 분석하였다.
대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를, 정규분포검정은 왜도와 첨도를 이용하였다. 제 변수들 간의 다중공선성은 피어슨상관계수 (Pearson correlation coefficient)와 분산팽창요인으로 살펴보았다. 섭식장애와 우울에서 왜도 (skewness)의 임계치 (critical ratio, CR) 절대값이 3이상으로 나타나, 경로분석은 정규분포를 가정하지 않는 일반적 가중 최소제곱추정법 (generally weighted least square, WLS)을 이용하였다.

이론/모형

모형의 적합도는 기초적합 지수 (goodness of fit index, GFI), 조정적합지수 (adjusted goodness of fit index, AGFI), 표준적합지수 (normed fit index, NFI), 표준원소간 평균자승잔차 (standardized root mean residual, SRMR), 근사원소평균자승오차 (root mean square error of approximation, RMSEA)으로 평가하였다. 또한 경로의 유의성은 붓스트랩 방법 (bootstrap method)에 의해 제시된 표준화 경로계수와 유의확률 (p-값)로 분석하였다.
총 10문항의 4점 척도로, 범위는 10 ~ 40점이며, 점수가 높을수록 자존감 정도가 높음을 의미한다. 분노는 Chon 등³⁵에 의해 표준화된 한국판 상태-기질 분노표현 척도 (state-trait anger expression inventory-Korean veraion, STAXI-K) 중 기질 분노 10문항을 이용하였다. 기질 분노는 평상시에 느끼는 분노 빈도와 분노 정도를 측정하며, ‘전혀 아니다’ 1점에서 ‘언제나 그렇다’ 4점의 4점 척도로, 범위는 10 ~ 40점이다.
일반적 특성은 연령, 키, 몸무게, 학력, 결혼상태, 종교, 거주지, 경제상태, 직업, 평소 지각하는 건강 상태, 현재 앓고 있는 질환을 포함하였다. 섭식장애는 Garner 등³¹의 단축형 섭식태도 측정도구 (eating attitude test, EAT-26)로 측정하였다. 채점 방식은 항상, 매우 자주, 자주 라는 응답에 대해 각각 3, 2, 1점을, 나머지 세가지 응답 (가끔, 거의 그렇지 않은, 전혀 그렇지 않은)에는 0점을 부여한다.
제 변수들 간의 다중공선성은 피어슨상관계수 (Pearson correlation coefficient)와 분산팽창요인으로 살펴보았다. 섭식장애와 우울에서 왜도 (skewness)의 임계치 (critical ratio, CR) 절대값이 3이상으로 나타나, 경로분석은 정규분포를 가정하지 않는 일반적 가중 최소제곱추정법 (generally weighted least square, WLS)을 이용하였다. 모형의 적합도는 기초적합 지수 (goodness of fit index, GFI), 조정적합지수 (adjusted goodness of fit index, AGFI), 표준적합지수 (normed fit index, NFI), 표준원소간 평균자승잔차 (standardized root mean residual, SRMR), 근사원소평균자승오차 (root mean square error of approximation, RMSEA)으로 평가하였다.
총 26문항으로, 범위는 0 ~ 78점이며, 점수가 높을수록 섭식문제가 많음을 의미하며, 총점이 20점 이상일 때 고위험군으로 분류할 수 있다. 신체불만족은 Cooper 등³²의 신체불만족 도구 (body shape questionnaire, BSQ)로 측정하였다. 이 도구는 현재 자신의 체중을 왜곡하여 경험하는 ‘비만한 느낌’ 혹은 부정적 정서로 인해 발생되는 상황을 묘사하는 질문들로 구성되어 있다.
점수가 높을수록 분노 정도가 높음을 의미한다. 우울은 Radloff³⁶가 개발한 우울 척도 (center for epidemiologic studies depression scale)를 이용하였다. 총 20문항의 0 ~ 3점의 4점 척도로, 범위는 20 ~ 60점이다.
점수가 높을수록 자신의 신체에 대해 비만한 느낌을 더 많이 경험하며, 신체 불만족 정도가 높음을 의미한다. 자존감은 Rosenberg³³가 개발한 척도로, 표준화된 한국어판³⁴을 이용하였다. 총 10문항의 4점 척도로, 범위는 10 ~ 40점이며, 점수가 높을수록 자존감 정도가 높음을 의미한다.

성능/효과

²⁰신체불만족은 섭식장애에 직접적인 영향을 미칠 뿐 아니라^16,19,20,29정서적 요인이 섭식장애에 미치는 영향을 매개한다.^5,15,24이를 종합해 볼 때, 본 연구에서 설정된 가설적 모형은 2개의 외생변수와 3개의 내생변수로 이루어져 있으며, 외생변수는 자존감, 분노이고, 내생변수는 우울, 신체불만족, 섭식장애를 포함하고 있다.
가설적 모형의 경로계수를 분석한 결과, 도출된 8개의 경로 중, 5개의 경로가 통계적으로 유의하였다. 우울에 직접적인 영향을 미치는 변수는 자존감 (r = -0.
각 변수들이 매개변수를 거쳐 섭식장애에 영향을 미치는 간접효과 및 직접효과를 포함한 총효과를 살펴보면, 자아존중감이 우울과 신체불만족을 매개하여 섭식장애에 영향을 미치는 간접효과 및 총효과 (r = -0.12, p < 0.01)와 분노가 우울과 신체적 불만족을 매개하여 섭식장애에 영향을 미치는 간접효과와 총효과 (β = 0.18, p < 0.01)는 유의하였다.
001으로 나타났다. 각 변수들이 섭식장애에 미치는 효과를 살펴보면, 자아존중감은 우울과 신체불만족을 매개한 간접효과와 총효과가 유의하였다. 분노는 우울과 신체불만족을 매개한 간접효과와 총효과가 유의하였다.
섭식장애는 정서·인지 요인의 복합적 상호작용의 결과임을 고려하여,^11,25성인초기여성의 섭식장애 영향 요인으로, 정서적 요인에는 자존감, 분노 및 우울을, 인지 요인에는 신체불만족을 포함하였다. 구체적으로, 성인초기여성의 낮은 자존감은 우울²⁶과 신체불만족^14,15,26에 부정적 영향을 미치고, 분노는 우울,^7,27신체불만족¹⁹및 섭식장애^7,19,28의 영향 요인으로서, 우울 및 신체불만족을 악화시켜 섭식장애에 영향을 미친다. 우울은 여성이 자신의 신체에 대해 갖는 불만족 정도를 높여 섭식장애를 악화시키는 요인으로 작용한다.
대상자의 57.5%가 특별시와 광역시 등 ‘대도시’에 거주하고 있었으며, 대상자가 지각하는 가족의 경제수준을 상·중·하로 나누었을 때, ‘중’이 83.4%이었다.
대상자의 97.4%가 특정 질환은 없었으며, 건강상태를 ‘보통’ 이상으로 인지하는 대상자는 92.7%이었다.
7%이었다. 대상자의 BMI (kg/m²)는 저체중군 13.5%, 정상체중군 73.1%, 과체중군 6.2%, 비만군 7.2%이었다 (Table 1).
수집한 자료를 분석한 결과는 다음과 같다. 대상자의 평균 연령은 24.02세이었으며, 변수들의 평균은 섭식장애 8.99점, 신체 불만족 92.05점, 우울 14.96점, 분노 18.99점, 자존감 32.17점이었다. 또한 섭식장애 점수 20점을 기준으로 구분하였을 때, 고위험 섭식장애 대상자는 9.
05)과 유의한 상관관계가 있었다. 독립변수 간의 상관계수는 모두 0.80이하였고, 제 변수들의 분산팽창요인이 1.16 ~ 1.31로 10보다 낮아 자기상관이 없는 것으로 고려할 수 있어 다중공선성에 문제가 없는 것으로 나타났다.
이들 변수들에 의한 설명력은 46%이다. 따라서 성인초기여성의 섭식장애 개선을 위한 전략 수립에 신체불만족, 우울, 분노, 자존감을 주요 요인으로 고려해야 함을 확인하였다.
본 연구의 가설적 모형을 검증한 결과, 성인초기여성의 섭식장애에 직접경로로 영향을 미치는 변수는 신체불만족이었으며, 자존감, 분노 및 우울은 섭식장애에 간접경로로 영향을 미쳤다. 먼저, 자존감은 우울에 직접적인 영향을 미치고, 우울 및 신체불만족을 매개하여 섭식장애에 간접적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이 결과는 낮은 자존감은 우울 수준을 높이고, 신체불만족을 악화시켜 섭식장애를 증가시키는 것으로 해석된다.
본 연구에서 구성한 가설적 모형의 적합도를 평가한 결과, 모형의 적합도는 χ2(p) 0.067(0.796), χ2/df 0.067, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.003, RMSEA 0.001로, 권장 기준에 도달하였다.
본 연구에서 성인초기여성의 신체불만족은 섭식장애에 직접적인 영향을 미쳐 신체불만족이 심할수록 섭식장애가 심해지는 것으로 나타났다. 이는 여대생의 체중존중감은 BMI수준에 상관없이 저체중군, 정상체중군, 비만군의 섭식태도를 가장 강력하게 예측하는 요인으로 보고된 결과²⁰와 여대생의 섭식장애에 관한 구조방정식 모델 연구에서 신체불만족이 섭식장애에 미치는 직접효과가 유의한 것으로 나타난 보고⁵를 지지하는 결과이다.
본 연구의 가설적 모형을 검증한 결과, 성인초기여성의 섭식장애에 직접경로로 영향을 미치는 변수는 신체불만족이었으며, 자존감, 분노 및 우울은 섭식장애에 간접경로로 영향을 미쳤다. 먼저, 자존감은 우울에 직접적인 영향을 미치고, 우울 및 신체불만족을 매개하여 섭식장애에 간접적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
분노는 우울과 신체불만족에 직접적인 영향을 미치고, 이를 매개로 섭식장애에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 분노 정도가 심할수록 우울과 신체불만족 수준은 높아지고, 섭식장애가 심해지는 것을 의미한다.
8%이었다. 섭식장애는 신체불만족, 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 신체불만족은 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다.
대상자의 섭식장애 및 제 변수의 정도는 Table 2에 제시하였다. 섭식장애는 평균 8.99점이었으며, 신체불만족 92.05 점, 우울 14.96점, 분노 18.99점, 자존감 32.17점이었다. 또한 섭식장애 점수 20점을 기준으로 고위험군을 선별하였을 때, 섭식장애 고위험군은 9.
수정모형의 경로계수를 분석한 결과, 우울에 직접적인 영향을 미치는 변수는 자존감 (r = -0.44, p < 0.01), 분노 (r = 0.24, p < 0.01)이고, 신체불만족에 직접적인 영향을 미치는 변수는 분노 (r = 0.17, p < 0.05), 우울 (β = 0.39, p < 0.01)이다.
섭식장애는 신체불만족, 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 신체불만족은 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 우울은 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과 음(-)의 상관관계가 있었다.
연구변수들의 상관관계를 살펴보면 (Table 3), 섭식장애는 신체불만족 (r = 0.69, p < 0.001), 우울 (r = 0.31, p < 0.001), 분노 (r = 0.23, p < 0.01), 자존감 (r = -0.19, p < 0.05)과 유의한 상관관계가 있었고, 신체불만족은 우울 (r = 0.45, p < 0.001), 분노 (r = 0.30, p < 0.001), 자존감 (r = -0.29, p < 0.001)과 유의한 상관관계가 있었다.
우울은 분노 (r = 0.33, p < 0.001), 자존감 (r = -0.48, p < 0.001)과 유의한 상관관계가 있었으며, 분노는 자존감 (r = -0.18, p < 0.05)과 유의한 상관관계가 있었다.
신체불만족은 우울, 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과는 음(-)의 상관관계가 있었다. 우울은 분노와 양(＋)의 상관관계가 있었고, 자존감과 음(-)의 상관관계가 있었다. 수정모형의 적합도는 χ²(p) 1.
우울이 섭식장애에 미치는 직접효과는 유의하게 나타나지 않았으나, 신체불만족을 매개한 간접효과는 유의하게 나타났다. 여고생의 우울과 섭식장애와의 관계연구에서 우울은 섭식장애의 영향요인이었고,³⁸ 여대생의 섭식태도 관련 요인 연구에서 전공, 키, 몸무게, 종교를 통제한 후 우울은 저체중군과 정상체중군의 섭식태도 예측요인으로 확인된 바 있다.

후속연구

한편, 성인초기여성을 조사한 본 연구의 결과가 최근 보고된 여대생 대상의 연구 결과보다 낮아,¹⁹ 성인초기여성 중에서도 여대생 등 특정 집단은 섭식장애 정도가 더 심각할 수 있음을 간접적으로 유추할 수 있다. 따라서 성인초기여성의 섭식장애 정도와 고위험군 비율의 변화를 지속적으로 조사하고 이들 중 섭식장애가 심각한 특정 집단을 선별할 수 있는 자료를 축적하는 후속 연구가 필요할 것으로 사료된다.
한편, 자료수집 시 연구대상자의 체중과 신장은 직접측정하지 않고 자가 보고 방법으로 조사하였으므로, 산출된 BMI의 활용에 다소 제한이 있다. 또한 연구대상자의 대표성을 확보하기 위해 불특정한 20대 여성이 가장 잘 모이는 장소에서 자료를 수집하였으나 표집의 한계가 있어 연구결과를 일반화하는데 제한이 있다.
본 연구 결과를 토대로 한 제언은 다음과 같다. 첫째, 성인초기여성의 건강한 신체를 위해 식사량 증가를 기본으로 한 섭식행동의 개선과 건강에 도움이 되는 수준의 신체 활동의 병행을 제안한다. 이는 식이요법에만 의존하는 체중조절의 단점을 극복하고, 정서적 안정을 찾는 방안으로도 활용될 수 있다.

질의응답

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	섭식장애의 선행요인으로 지목되는 것은?	섭식장애는 다양한 요인들의 복합적인 상호작용에 의해 영향을 받는 것으로 보고되는데,5 섭식장애의 인지행동모델에서는 정서요인과 인지요인을 섭식장애의 선행요인으로 설명하고 있으며,11 낮은 자존감, 분노, 우울과 같은 부정적 정서와 왜곡된 신체인지로 인한 신체불만족이 주요 영향 요인으로 보고되어 왔다. 먼저, 낮은 자존감은 섭식 장애에서 흔히 확인되는데,11 선행연구에서 여대생을 섭식 장애의 정도에 따라 정상 집단, 저위험 집단, 고위험 집단으로 분류하였을 때, 정상 집단의 자존감이 유의하게 가장 높았고,12 성인 여성의 자존감이 낮을수록 우울 유병률이 높아져 우울의 예측요인으로 자존감이 확인된 바 있다.
	성인초기여성의 섭식장애를 개선하기 위해서 어떤 노력을 해야하는가?	이미 전반적인 자기 평가가 몸매와 체중에 지나치게 편중되어 있고, 자신의 신체에 대한 불만족 수준이 높은 경우, 섭식장애에 미치는 정서적 요인의 영향력은 더욱 확대될 수 있다.5 그러므로 섭식장애를 개선하기 위해서는 부정적 정서를 완화하는 다양한 시도와 신체를 있는 그대로 받아들이며 신체에 대한 부정적 관심을 긍정적 방향으로 전환시키는 노력이 병행되어야 할 것이다.19 또한 부정적 정서를 완화하는 방법은 사회적 맥락 내에서 더 효과적인 결과로 이어질 수 있으므로, 가족과 친구의 적극적인 지지가 필요하며, 적정 체중에 대한 올바른 인식을 유도하는 국가적 차원의 지원도 중요하다.
	섭식장애의 특징은 무엇인가?	섭식장애는 젊은 여성에서 발생빈도가 높고, 지속적으로 증가하는 경향을 보이며,7 생식기능의 저하, 골밀도 감소, 무월경 등 여러 가지 질병을 유발하는 위험 요인으로 작용하여, 신체 건강에 부정적 영향을 미친다.8 실증적 연구에서 성인초기여성의 콜레스테롤, 당화혈색소 등 대사성 증후군의 지표는 정상이었으나 저체중군과 정상체중군의 혈압은 저혈압에 가깝고, 빈혈 유병률은 높았으며,9 칼슘섭취량이 낮은 성인초기여성은 골밀도가 낮고, 영양섭취부족과 적은 신체활동으로 골건강이 취약한 것으로 보고되고 있다.

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저자의 다른 논문 :

표제어: PCR

동의어: Packet Collision Rate

용어 설명 출처 목록 (6)

용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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