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문제 정의
- 이 연구는 대학생의 신체적 건강상태에 영향을 미치는 요인을 설명하기 위한 서술적 조사 연구이다.
제안 방법
- 건강행위 지각은 건강 관련 행위의 수행에 대한 개인의 긍정적 혹은 부정적 인지정도에 대해 평가 하는 도구로 Lee[12]의 도구 중 일부를 저자의 동의를 얻어 본 연구에 맞게 수정하여 사용하였다. 금연, 절주습관, 운동 습관, 균형 있는 영양섭취와 적절한 수면이 건강향상에 도움이 된다고 생각하는지와 바쁜 일상생활로 인해 건강한 생활습관을 실천하기가 어려운지, 몸에 나타나는 증상이나 증후를 대수롭지 않게 생각하는지, 의료기관 방문이 가족에게 걱정 끼칠 일이라 생각하는지, 주변에 건강행위 실천에 관한 도움을 받을 곳이 없다고 생각하는지에 관해 5점 Likert 척도로 측정하였다.
- 건강행위 지각은 금연, 절주, 운동, 균형 있는 영양섭취가 건강에 도움이 되는지에 관한 지각된 이익과 자신의 건강한 생활습관의 실천에 어려움이 있는지, 신체적 증상이나 증후를 대수롭지 않게 여기는지, 건강행위 실천과 관련된 도움을 받을 곳이 없는지에 관한 지각된 장애로 구분하여 측정하였다. 그 결과 응답자의 과반수가 긍정적인 지각을 갖고 있었고 건강 행위지각과 신체적 건강상태 사이에는 음의 상관(r=-.
- 건강행위 지각은 건강 관련 행위의 수행에 대한 개인의 긍정적 혹은 부정적 인지정도에 대해 평가 하는 도구로 Lee[12]의 도구 중 일부를 저자의 동의를 얻어 본 연구에 맞게 수정하여 사용하였다. 금연, 절주습관, 운동 습관, 균형 있는 영양섭취와 적절한 수면이 건강향상에 도움이 된다고 생각하는지와 바쁜 일상생활로 인해 건강한 생활습관을 실천하기가 어려운지, 몸에 나타나는 증상이나 증후를 대수롭지 않게 생각하는지, 의료기관 방문이 가족에게 걱정 끼칠 일이라 생각하는지, 주변에 건강행위 실천에 관한 도움을 받을 곳이 없다고 생각하는지에 관해 5점 Likert 척도로 측정하였다. Lee 연구[12]에서의 신뢰도는 지각된 이익 Chronbach’α=.
- 대상자들이 스스로의 건강상태에 대해 인식하는 정도는 평상시 건강상태, 스트레스 수준, 일상생활의 방해정도, 동료와 비교한 건강상태로 측정하였다. 하위 항목 모두 보통이상의 양호함을 나타내는 경우가 응답자의 50% 이상이었다.
- 대상자의 일반적 특성에 따른 신체적 건강상태의 차이를 분석하기 위해 신체적 건강상태 20개 문항의 총합을 산출하여 분석하였다. 신체적 건강상태는 점수가 높을수록 신체적 건강상태가 좋지 않음을 의미한다[12].
- 이때 대상자의 일반적 특성 중 차이가 있었던 성별을 포함시켰다. 먼저 성별, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각과 흡연,음주, 운동, 아침식사 및 평균 수면시간으로 구분된 건강습관으로 구성된 8개의 독립변수로 신체적 건강상태를 측정하는 모형에 대한 통계적 유의성을 확인하였다. 그 결과, 건강습관 중 흡연, 음주, 운동 및 수면시간은 유의하지 않았으며, 이를 제외한 성별, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각과 아침식사 습관이 포함된 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=21.
- 연구자는 헬싱키선언의 연구윤리기준을 준수하였으며, 이를 위해 대상자에게 연구 목적과 절차를 설명하고 자발적 참여 의사가 있는 경우에만 동의서에 서명을 받고연구에 참여하도록 하였다. 또한 응답자의 의지에 따른 연구철회 가능성과, 익명성 보장을 설명하였다.
- 주관적 건강상태 인식에 관한 문항은 건강인식과 관련된 선행연구를 기반으로 문항을 검토한 후[8,14], 저자의 동의를 얻어 본 연구에 맞게 수정하여 작성하였다. 평소 건강상태에 대해 어떻게 느끼는지, 스트레스는 어느 정도 느끼는지, 건강상태가 일상생활에 방해가 된다고 생각하는지, 친구와 비교하여 건강상태가 어떻다고 생각하는지의 4가지 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 Likert 3점 척도로 조사하였다.
- 체질량 지수 (BMI; Body Mass Index)는 BMI = 체중 (kg) / (신장 (m))2의 산술식을 이용하여 계산하였고, 저체중(BMI <18.5 kg/m2), 정상체중(18.5 ≤ BMI < 23.0 kg/m2), 과체중(23.0 ≤ BMI < 25.0 kg/m2 ), 비만( 25.0kg/m2 ≤ BMI)으로 구분하였다.
- I는 미국 코넬대학의Brodman 등이 Cornell Service Index(1945)를 개량 발전시킨 신체적, 정신적 건강을 측정하는 검사법이다[12]. 총20문항, 5점 Likert 척도로 작성하였으며, 각 문항의 총합을 분석에 이용하였다. 도구의 신뢰도는 Chronbach’α =.
- 주관적 건강상태 인식에 관한 문항은 건강인식과 관련된 선행연구를 기반으로 문항을 검토한 후[8,14], 저자의 동의를 얻어 본 연구에 맞게 수정하여 작성하였다. 평소 건강상태에 대해 어떻게 느끼는지, 스트레스는 어느 정도 느끼는지, 건강상태가 일상생활에 방해가 된다고 생각하는지, 친구와 비교하여 건강상태가 어떻다고 생각하는지의 4가지 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 Likert 3점 척도로 조사하였다. Kim 등의 연구[14]에서의 신뢰도는 Chronbach’α=.
대상 데이터
- 또한 응답자의 의지에 따른 연구철회 가능성과, 익명성 보장을 설명하였다. 배부된 200부 중 193부의 설문지가 회수되었으며(회수율96.5%), 10% 이상의 무응답이 있는 12개를 제외한 최종181개의 자료가 분석에 이용되었다.
- 이 연구는 G광역시에 있는 11개 대학 및 전문대학에 현재 재학 중인 200명의 학생을 대상으로 2017년 6월 5일부터 6월 18일까지 구조화된 자가 보고식 설문지를 이용하여 시행되었다. 총 표본크기는 G-power version 3.
- 이 연구는 G광역시에 있는 11개 대학 및 전문대학에 현재 재학 중인 200명의 학생을 대상으로 2017년 6월 5일부터 6월 18일까지 구조화된 자가 보고식 설문지를 이용하여 시행되었다. 총 표본크기는 G-power version 3.1.2 (Franz Faul, Germany) 프로그램을 사용하여 산출하였으며, 다중회귀분석을 시행하기 위해 중간효과크기 .15,유의수준 .05, 검정력 .95, 예측변수를 10개 정도로 고려하여 산출한 결과 최소 표본 크기 172명으로 산출되었으나, 탈락률을 고려하여 200명의 연구 대상자를 편의 표집하였다.
데이터처리
- 분석 방법은 서술적 통계 분석을 이용하여 대상자의 일반적 특성, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각, 건강습관, 신체적 건강상태에 대한 빈도와 백분율, 평균과 표준편차 등을 구하였다. 대상자의 일반적 특성에 따른 신체적 건강상태의 차이는 t- test, ANOVA로 분석하였으며, ANOVA 분석 후 사후검정 Duncan을 이용하여 평균비교 하였다. 대상자의 주관적 건강상태 인식, 건강행위지각, 및 신체적 건강상태 간의 관계는 Pearson 상관계수를 산출하였다.
- 대상자의 일반적 특성에 따른 신체적 건강상태의 차이는 t- test, ANOVA로 분석하였으며, ANOVA 분석 후 사후검정 Duncan을 이용하여 평균비교 하였다. 대상자의 주관적 건강상태 인식, 건강행위지각, 및 신체적 건강상태 간의 관계는 Pearson 상관계수를 산출하였다. 마지막으로 신체적 건강상태에 대한 영향요인을 규명하기 위해 다중회귀 분석하였고, 다중회귀분석 후 독립변수에 대한 다중공선성, 잔차, 특이값 등을 확인하였다.
- 대학생의 신체적 건강상태에 대한 주관적 건강상태인식, 건강행위 지각 및 건강습관의 설명력을 검정하고, 더 강한 예측력을 갖고 있는 변수를 확인하기 위해 단계별 다중회귀분석을 시행하였다[Table 5]. 이때 대상자의 일반적 특성 중 차이가 있었던 성별을 포함시켰다.
- 대상자의 주관적 건강상태 인식, 건강행위지각, 및 신체적 건강상태 간의 관계는 Pearson 상관계수를 산출하였다. 마지막으로 신체적 건강상태에 대한 영향요인을 규명하기 위해 다중회귀 분석하였고, 다중회귀분석 후 독립변수에 대한 다중공선성, 잔차, 특이값 등을 확인하였다.
- 분석 방법은 서술적 통계 분석을 이용하여 대상자의 일반적 특성, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각, 건강습관, 신체적 건강상태에 대한 빈도와 백분율, 평균과 표준편차 등을 구하였다. 대상자의 일반적 특성에 따른 신체적 건강상태의 차이는 t- test, ANOVA로 분석하였으며, ANOVA 분석 후 사후검정 Duncan을 이용하여 평균비교 하였다.
이론/모형
- 신체적 건강상태는 Lee[12]가 수정한 Cornell Medical Index (C.M.I) 중 신체적 건강상태 측정 영역을 저자의 동의하에 사용하였다. C.
성능/효과
- 그 결과 응답자의 과반수가 긍정적인 지각을 갖고 있었고 건강 행위지각과 신체적 건강상태 사이에는 음의 상관(r=-.35, p<.01)이 있음이 확인되었다.
- 그 결과, 건강습관 중 흡연, 음주, 운동 및 수면시간은 유의하지 않았으며, 이를 제외한 성별, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각과 아침식사 습관이 포함된 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=21.65, p<.001).
- 대학생의 신체적 건강상태에 대한 영향 요인은 성별, 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각과 아침식사 습관이었으며, 이들 4개의 변수 중 건강에 대한 주관적 인식(β=-.323, p<.01)이 신체적 건강상태에 대한 18.9%의 설명력을 나타내어 가장 중요한 변수임을 알 수 있고, 건강지각(β=-.278, p<.01) 변수가 추가되면 설명력은 6.9%가 증가하고, 성별(β=-.197, p<.01) 변수가 추가되면 설명력은 10.6% 증가하며, 아침식사 습관(β=-.192, p<.01) 변수추가 시 설명력 14.2%가 증가하였다.
- 001). 독립변수에 대한 회귀분석의 가정을 검정하기 위해 잔차의 등분산성, 정규분포성, 다중공선성을 확인한 결과, 공차한계(tolerance)가 .915~1.00로 .1 이상이었으며, 분산팽창인자(VIF)는 1.028~1.099로 10이하를 나타내어 다중공선성의 문제는 없었다. 잔차 분석을 위한 Durbin-Watson 검정결과가 1.
- 이 연구를 통해 신체적 건강상태에 주관적 건강상태 인식의 강화가 무엇보다 큰 영향력을 갖고 있으며, 건강행위 지각에 대한 긍정적 강화, 그리고 아침식사를 하는 습관이 영향력이 있음을 확인하였다. 또한 남학생이 여학생에 비해 상대적으로 주관적 건강상태 인식이 높고, 건강행위 지각이 긍정적이며 신체적 건강상태도 좋다는 것을 확인하였다. 따라서 여학생의 주관적 건강상태 인식이나 건강행위 지각을 높이기 위한 전략이 필요하다.
- 마지막으로 신체적 건강상태는 20문항의 총합을 분석에 이용하였으며, 그 결과 평균 48.71±13.5점으로 나타나 비교적 신체적 건강상태가 양호함을 알 수 있다.
- 먼저 주관적 건강상태 인식은 건강행위 지각(r=.21, p<.01) 및 운동습관(r=.18, p=.01)사이에 통계적으로 유의한 양의 상관이 있었으며, 신체적 건강상태(r=-.44, p<.01)와는 유의한 음의 상관이 있었다.
- 분석결과 성별에 따라서만 통계적으로 유의하게 차이가 있었는데(t=-3.15, p<.01), 여학생이 남학생에 비해 상대적으로 신체적 건강상태가 좋지 못함을 알 수 있다.
- 이 연구를 통해 신체적 건강상태에 주관적 건강상태 인식의 강화가 무엇보다 큰 영향력을 갖고 있으며, 건강행위 지각에 대한 긍정적 강화, 그리고 아침식사를 하는 습관이 영향력이 있음을 확인하였다. 또한 남학생이 여학생에 비해 상대적으로 주관적 건강상태 인식이 높고, 건강행위 지각이 긍정적이며 신체적 건강상태도 좋다는 것을 확인하였다.
- 2%가 증가하였다. 총 회귀식에 대한 4개의 설명 변수들의 신체적 건강상태에 대한 설명력은33.1%로 나타났다.
후속연구
- 그러나 앞서 언급한 것처럼 본 연구가 일 지역 대학생을 대상으로 자가 보고식 설문지를 이용하여 자료를 수집하였다는 점에서 연구결과의 해석 및 적용에 한계가 있다. 따라서 이상의 연구 결과를 바탕으로 다음과 같은 제언을 하고자 한다.
- 둘째, 자가 보고의 한계를 극복하기 위해 체중 및 신장의 직접측정을 통한 체질량지수 산출과 이를 이용한 건강습관 및 신체적 건강상태의 차이에 대한 반복연구가 필요하다.
- 따라서 거주형태에 따라 음주, 흡연, 아침식사 섭취 및 수면 시간과 같은 생활습관과 건강상태의 차이에 대한 반복적인 측정을 통한 분석이 필요할 것으로 보인다.
- 건강증진행위와 건강습관이 동일한 개념은 아니지만, Yang[3]의 연구를 보면 건강증진행위가 건강에 대한 태도, 지식, 행동을 통해 개인의 생활습관이나 생활양식을 변화시켜 건강관리 능력을 키우는 것이라 정의하고 있어, 건강증진 행위가 건강습관을 포함하는 개념이라 할 수 있다. 따라서 건강행위에 대해 긍정적인 지각 강화가 올바른 건강습관 형성에 영향을 미칠 것이라 예측할 수 있으므로 이에 대한 검정이 필요하다 생각된다.
- 이상의 연구들을 종합하면 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각, 건강습관 및 신체적 건강상태는 서로 관련성이 있을 것이라 여겨지며, 더불어 성별, 주거형태, 체질량지수 등에 따른 차이가 존재 할 것이라 생각된다. 따라서 장기적인 관점에서 우리사회를 이끌어 나갈 대학생들의 신체 건강에 영향을 미치는 요인들에 대한 분석결과는 향후 올바른 건강습관을 형성할 수 있도록 하는 건강증진 프로그램 수립에 실증적 근거로 활용할 수 있을 것이라 본다.
- 01)가 있었다는 Lee 등[17]의 연구에서 보여주는 것처럼 정상범위를 벗어나는 체질량지수는 신체적 건강상태의 부정적 측면인 비만의 위험요인이 될 것으로 보인다. 또한 Kwak 등[8]도 연구를 통해 체중 및 체질량지수가 통계적으로 유의하지는 않았지만 분명 주관적 건강상태에 영향을 미치는 요인 중의 하나라고 언급한 것처럼 체중과 관련된 인식, 태도는 과도한 체중조절이나, 과체중 및 비만에 대한 인식부족으로 인해 건강하지 못한 습관의 형성 등 잠재적 문제점으로 작용될 수 있으므로 추후 반복적인 연구가 필요할 것으로 보인다.
- 이상의 연구들을 종합하면 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각, 건강습관 및 신체적 건강상태는 서로 관련성이 있을 것이라 여겨지며, 더불어 성별, 주거형태, 체질량지수 등에 따른 차이가 존재 할 것이라 생각된다. 따라서 장기적인 관점에서 우리사회를 이끌어 나갈 대학생들의 신체 건강에 영향을 미치는 요인들에 대한 분석결과는 향후 올바른 건강습관을 형성할 수 있도록 하는 건강증진 프로그램 수립에 실증적 근거로 활용할 수 있을 것이라 본다.
- 첫째, 국내 전체 대학생을 대상으로 한 주관적 건강상태 인식, 건강행위 지각, 건강습관 및 신체적 건강상태를 조사한 연구가 많지 않으므로 대상자를 확대하여 반복연구를 할 필요가 있다.
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