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문제 정의
- 현재 국내에서는 음식 콘텐츠와 관련하여 사회학적으로 해석한 연구는 다소 이루어졌지만 [1,18-21] 식습관에 미치는 영향을 다룬 연구는 미비한 상황이다. 따라서 본 연구는 고등학생의 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관 및 식이 자기효능감 간의 관계에 대해 살펴보고 식이자기효능감의 매개작용을 분석해 봄으로써 청소년의 올바른 식생활을 위한 영양교육의 필요성을 시사하고, 영양교육 프로그램 개발을 위한 기초자료를 제공하고자 실시되었다.
- 본 연구는 서울 및 경기도 지역의 고등학생을 대상으로 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관 및 식이자기효능감의 관계를 살펴봄으로써 청소년들이 올바른 식생활을 할 수 있도록 청소년을 위한 영양교육의 필요성을 시사하고, 영양 교육 프로그램 개발을 위한 기초자료를 제공하고자 실시 하였다.
제안 방법
- 1단계에서 음식 콘텐츠 이용 수준은 주위 환경 자극 조절 효능감에 유의한 영향을 미쳤고 (β = -0.140, p = 0.006), 2단계에서 주위 환경 자극 조절 효능감은 식습관에 유의한 영향을 미쳤으며 (β = 0.348, p < 0.001), 3단계에서 음식 콘텐츠 이용 수준은 식습관에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다 (β =-0.115, p = 0.025), 마지막으로 4단계를 검증하기 위해 음식 콘텐츠 이용 수준과 주위 환경 자극 조절 효능감을 독립변인으로 하고, 식습관을 종속변인으로 하여 다중회귀 분석을 실시하였다.
- 연구 대상자의 기본적인 인구학적 배경을 살펴보기 위해 성별, 학년, 체질량지수, 일일 외식 및 간식 비용을 포함한 총 4문항을 조사하였다. 단 대상자들의 체질량지수를 산출하기 위해 신장 (m)과 체중 (kg)을 추가 질문하였으며, 대한비만학회에서 제시한 기준에 따라 비만도를 분류하였다.
- 본 연구는 서울 및 경기지역의 고등학생 381명을 대상으로 일반적 특성, 음식 콘텐츠 이용 수준, 식습관, 식이자기효능감에 대한 설문 조사를 실시하였고, 음식 콘텐츠 이 용 수준에 따라 세 개의 집단으로 구분하여 식습관 및 식이자기효능감 등과의 차이와 식이자기효능감의 매개효과를 분석하였다. 연구 결과, 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 일일 외식 및 간식 비용이 높은 것으로 나타났으나 체질량 지수 (BMI)는 집단 간 차이가 나타나지 않았다.
- 식습관에 대한 측정 척도는 ‘전혀 그렇지 않다 1점’에서 부터 ‘항상 그렇다 5점’까지의 Likert 척도로 평가하였으며, 역채점 문항 (11 ~ 15, 17 ~ 18번 문항)은 역산하여 계산하였다.
- 식습관은 식품의약품안전처에서 제공하는 청소년 건강진단 체크리스트와 [22] 선행 연구들을 [23,24] 참고하여 본 연구의 특성에 맞도록 작성하였다. 질문지는 식습관 20문항, 음식의 맛 및 조리방법 선호도 2문항으로 구성하여 조사하였다.
- 식이자기효능감 질문지는 선행연구를 [15,25,26] 참고하여 식생활 통제 효능감 5문항, 음식 선택 효능감 4문항, 주위 환경 자극 조절 효능감 6문항, 정서적 요인 조절 효능감 3문항의 4가지 하위요인 18문항으로 구성하였다. 각 문항에 대한 점수는 ‘전혀 자신 없다 1점’에서부터 ‘매우 자신있다 4점’까지의 Likert 척도로 평가하였다.
- 연구 대상자의 기본적인 인구학적 배경을 살펴보기 위해 성별, 학년, 체질량지수, 일일 외식 및 간식 비용을 포함한 총 4문항을 조사하였다. 단 대상자들의 체질량지수를 산출하기 위해 신장 (m)과 체중 (kg)을 추가 질문하였으며, 대한비만학회에서 제시한 기준에 따라 비만도를 분류하였다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준을 측정하기 위해 음식의 외관만을 부각한 특성을 띠고 있고 TV나 스마트폰 등의 디지털 매체를 활용하여 쉽게 접할 수 있는 4가지 종류의 음식 콘텐츠 (TV먹방 및 쿡방 프로그램, SNS 음식 사진 및 동영상, 먹방BJ가 방송하는 인터넷 먹방, 레시피 영상 채널) 중심으로 조사하였다. 측정은 음식 콘텐츠 종류 별로 ‘전혀안 본다 1점’, ‘한 달 1~3회 2점’, ‘일주일 1~3회 3점’, ‘일주일 4~6회 4점’, 거의 매일 본다 5점’의 Likert 척도로 평가하였으며, 점수가 높을수록 음식 콘텐츠를 자주 이용하는 것을 의미한다.
- 05) 순으로 나타났다 (data not shown). 이 결과를 바탕으로 음식 콘텐츠 이용이 적은 집단 (1.75점 이하, n = 126), 이용이 중간인 집단 (2 ~ 2.75점, n = 144), 이용이 많은 집단 (3점 이상, n = 111)으로 분류 하였다.
- 연구 대상자들의 일반적 특성과 음식 콘텐츠 이용 수준 결과는 Table 1에 제시하였다. 일반적 특성은 성별, 학년, 체질량지수, 일일 외식 및 간식비용으로 나누었다. 대상자의 음식 콘텐츠 종류 별 이용 수준은 ‘SNS 음식 사진 및 동영상’ (2.
- 식습관은 식품의약품안전처에서 제공하는 청소년 건강진단 체크리스트와 [22] 선행 연구들을 [23,24] 참고하여 본 연구의 특성에 맞도록 작성하였다. 질문지는 식습관 20문항, 음식의 맛 및 조리방법 선호도 2문항으로 구성하여 조사하였다.
- 24)점으로 나타났다. 집단 구분은 음식 콘텐츠 이용 수준의 전체 점수 범위를 3등분하여 1.75점 이하는 이용이 적은 집단, 2점 이상~ 2.75점 이하는 이용이 중간인 집단, 그리고 3점 이상은 이용이 많은 집단으로 구분하였다. 질문지의 신뢰도를 측정하기 위해서 Cronbach’s α값을 산출하였으며 음식 콘텐츠 이용 수준의 신뢰도 계수 (Cronbach’s α)는 0.
- 측정도구의 신뢰도는 신뢰도 계수 (Cronbach’s α)를 산출하였으며, 타당도는 현직 고등학교 교사 및 영양교사와 식품영양학 박사의 검토 과정을 거쳐 내용타당도를 확보하였다.
- 측정은 음식 콘텐츠 종류 별로 ‘전혀안 본다 1점’, ‘한 달 1~3회 2점’, ‘일주일 1~3회 3점’, ‘일주일 4~6회 4점’, 거의 매일 본다 5점’의 Likert 척도로 평가하였으며, 점수가 높을수록 음식 콘텐츠를 자주 이용하는 것을 의미한다.
대상 데이터
- 본 연구는 서울 및 경기지역에 소재한 6개 고등학교의 협조를 받아 실시되었다. 조사는 2018년 9월 14일부터 10월 23일까지 해당 학교에 재학 중인 고등학생 1, 2학년을 대상으로 진행되었다.
- 본 연구는 서울 및 경기지역에 소재한 6개 고등학교의 협조를 받아 실시되었다. 조사는 2018년 9월 14일부터 10월 23일까지 해당 학교에 재학 중인 고등학생 1, 2학년을 대상으로 진행되었다. 질문지는 전체 430부를 배부하여 400부를 회수하였고, 이 중 일부 응답이 누락된 문항이 있거나 불성실하게 응답한 자료를 제외한 후 381부를 연구 분석에 사용하였다.
- 조사는 2018년 9월 14일부터 10월 23일까지 해당 학교에 재학 중인 고등학생 1, 2학년을 대상으로 진행되었다. 질문지는 전체 430부를 배부하여 400부를 회수하였고, 이 중 일부 응답이 누락된 문항이 있거나 불성실하게 응답한 자료를 제외한 후 381부를 연구 분석에 사용하였다. 본 연구의 계획 및 실행의 모든 과정은 숙명여자대학교 기관 생명윤리위원회의 승인 (SMWU1808-HR-077)을 얻고 수행하였다.
데이터처리
- a, b, c: One-way ANOVA followed by Duncan's multiple range test.
- 458)에는 유의미한 영향력을 미치지 않는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 식이자기효능감 하위요인 중 식생활 통제 효능감과 음식 선택 효능감에 대해서는 매개회귀분석을 수행하지 않았으며, 유의미한 영향을 나타낸 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감에 대해 매개회귀분석을 진행하였다.
- 025). 마지막으로 4단계를 검증하기 위해 음식 콘텐츠 이용 수준과 정서적 요인 조절 효능감을 독립변인으로 하고 식습관을 종속변인으로 하여 다중회귀분석을 실시하였다. 그 결과, 정서적 요인 조절 효능감을 추가하였을 때, 식습관의 설명력 (R2)은 10.
- 먼저 연구 대상자의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하여 빈도와 백분율을 산출하였고, 연구 대상자의 음식 콘텐츠 이용 수준과 일반적 특성 간 차이를 파악하기 위해 χ2 -test를 실시하여 유의성을 검증하였다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관, 식이자기효능감의 관계를 알아보기 위해 각 변인 별로 상관관계 분석 (Pearson’s correlation analysis)을 실시하였으며 마지막으로 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관의 관계에서 식이자기효능감의 매개효과를 검증하기 위해 Baron과 Kenny [27]가 제안한 방법에 따라 회귀분석에 의한 매개효과검증을 실시하였고 이에 대한 유의도 검증을 위해 Sobel 검증을 실시하였다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식습관 및 식이자기효능감의 차이는 일원분산분석 (OneWay ANOVA)을 실시하여 집단 간의 차이를 살펴보았으며, 유의적인 차이가 있을 경우 Duncan’s multiple range test로 사후 검증을 실시하였다.
성능/효과
- 1) The scores of the items regarding dietary self-efficacy are assessed on a 4-point Likert scale, whereby the higher the score, the higher the dietary self-efficacy (1 = very unlike, 2 = unlike, 3 = like, 4 = very like).
- 1) The scores of the items regarding taste and cooking method preferences are assessed on a 5-point Likert scale, whereby the higher the score, the higher the preference (1 = strongly dislike, 2 = dislike, 3 = neutral, 4 = like, 5 = strongly like). Data are presented as mean ± SD.
- 1단계에서 음식 콘텐츠 이용 수준은 정서적 요인 조절 효능감에 유의한 영향을 미쳤고 (β = -0.275, p < 0.001), 2단계에서 정서적 요인 조절 효능감은 식습관에 유의한 영향을 미쳤으며 (β = 0.324, p <0.001), 3단계에서 음식 콘텐츠 이용 수준은 식습관에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다 (β = -0.115, p =0.025).
- 구성개념 (음식 콘텐츠 이용 수준, 식습관, 식이자기효능감) 간의 상관관계를 분석한 결과, 음식 콘텐츠 이용 수준은 식습관과 유의한 부 (-)적 상관관계가 있었으며 식이 자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다. 즉 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관이 좋지 않고, 식이자기효능감 또한 낮아진다는 결과가 나타났다.
- 그 결과, 정서적 요인 조절 효능감을 추가하였을 때, 식습관의 설명력 (R2)은 10.1%로 3단계에 비해 전체 설명력이 9% 증가하였고, 회귀식은 통계적으로 유의하였다 (F = 22.350, p < 0.001).
- 그 결과, 주위 환경 자극 조절 효능감을 추가하였을 때, 식습관의 설명력 (R2 )은 12.1%로 3단계에 비해 전체 설명력이 11% 증가하였고, 회귀식은 통계적으로 유의하였다 (F = 27.112, p < 0.001).
- 그리고 음식 콘텐츠 이용이 많을수록, 가공식품 구입 시 식품· 영양표시를 더 자주 확인하는 것으로 나타났으며 이러한 결과는 유의미한 차이가 있었다.
- 대상자의 식습관과 관련하여 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 가공 식품과 단 음식을 자주 섭취하며 잦은 야식과 스트레스성 충동적 음식 섭취를 하는 것으로 나타난 반면, 가공식품 구입 시 식품 · 영양표시를 더 자주 확인하는 것으로 나타났다.
- 대상자의 식습관과 관련하여 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 가공 식품과 단 음식을 자주 섭취하며 잦은 야식과 스트레스성 충동적 음식 섭취를 하는 것으로 나타난 반면, 가공식품 구입 시 식품 · 영양표시를 더 자주 확인하는 것으로 나타났다. 대상자의 식이자기효능감과 관련하여 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 전반적으로 식이자기효능감이 낮은 것으로 나타났으며, 특히 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감에 해당 하는 문항 점수가 낮게 나타났다. 상관관계 분석 결과, 음 식 콘텐츠 이용 수준은 식습관과 유의한 부 (-)적 상관관계가 있었으며 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다.
- 대상자의 음식 콘텐츠 종류 별 이용 수준은 ‘SNS 음식 사진 및 동영상’ (2.74 ± 1.41), ‘먹방BJ가 방송하는 인터넷 먹방’ (2.48 ± 1.28), ‘레시피 영상 채널’ (2.21 ± 1.21), ‘TV먹방 (쿡방)프로그램’ (2.11 ± 1.05) 순으로 나타났다 (data not shown).
- 또한 매개변인인 식이자기효능감과 종속변인인 식습관의 상관관계를 살펴보면, 식습관은 식생활 통제 효능감 (r = 0.585, p < 0.01), 음식 선택 효능감 (r = 0.411, p < 0.01), 주위 환경 자극 조절 효능감 (r = 0.348, p < 0.01), 정서적 요인 조절 효능감 (r = 0.324, p < 0.01)과 모두 정 (+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났으며 특히 식생활 통제 효능감은 높은 정 (+)의 상관관계를 보였다.
- 따라서 향후 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식생활 실태를 보다 정확히 파악할 수 있도록 대상의 범위를 확대하여 연구 대상자의 영양지식과 영양소 섭취량에 대한 연구도 함께 이루어져야 할 것이다. 또한 설문지 작성에 있어 자기기입식으로 조사하여 연구대상자가 의도적으로 왜곡되게 신장과 체중을 기입하는 경우를 배제할 수 없었고 이는 본 연구에서 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 BMI의 차이가 유의미하지 않았다는 결과에 영향을 미쳤다고 볼 수 있다. 따라서 연구 대상자의 정확한 신 체계측 자료를 조사할 수 있도록 조사 방법을 보완한 연구가 이루어져야 할 것이다.
- 마지막으로 매개효과의 통계적 유의성을 확인하기 위해 Sobel 검증을 실시한 결과 유의한 것으로 나타났다 (Z = -2.548, p < 0.05).
- 마지막으로 매개효과의 통계적 유의성을 확인하기 위해 Sobel 검증을 실시한 결과 유의한 것으로 나타났다 (Z = -4.147, p < 0.001).
- 마지막으로 음식 콘텐츠 이용 수준이 식이자기효능감에 미치는 영향에 대한 단순회귀분석의 결과를 살펴보면, 주위 환경 자극 조절 효능감 (B = -0.104, p = 0.006), 정서적 요인 조절 효능감 (B = -0.251, p <0.001)에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 각각 1.9% (F = 7.527, p = 0.006), 7.6% (F = 31.009, p <0.001)의 설명력을 나타내었다.
- 상관관계 분석 결과, 음 식 콘텐츠 이용 수준은 식습관과 유의한 부 (-)적 상관관계가 있었으며 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다. 매개효과 분석에서는 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감 변인 과 정서적 요인 조절 효능감 변인이 유의미한 완전매개효과를 나타냈다. 이상의 연구 결과를 종합해보면, 음식 콘텐츠를 많이 이용하는 것은 식습관 및 식이자기효능감에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났으며, 특히 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관의 관계에서 식이자기효능감이 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다.
- 식습관과 음식 콘텐츠 이용 수준의 차이를 분석한 결과, 유의미한 차이는 아니지만 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관 총 점수가 낮은 것으로 나타났다. 문항별로 보면, 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 편의점 식품이나 인스턴트 식품으로 식사를 대신 하는 경우가 많고, 야식을 자주먹으며, 간식으로 단 음식을 자주 섭취하고, 스트레스를 받을 때 충동적으로 음식을 먹는 것으로 나타났으며 이러한 결과는 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단과 적은 집단 간의 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다. 이는 음식 콘텐츠 이용이 청소년의 식습관, 특히 부적절한 식행동에 영향을 주는 것으로 해석할 수 있다.
- 001)의 설명력을 나타내었다. 반면 음식 콘텐츠 이용 수준이 식이자기효능감의 하위요인 중 식생활 통제 효능감 (p = 0.109)과 음식 선택 효능감 (p = 0.458)에는 유의미한 영향력을 미치지 않는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 식이자기효능감 하위요인 중 식생활 통제 효능감과 음식 선택 효능감에 대해서는 매개회귀분석을 수행하지 않았으며, 유의미한 영향을 나타낸 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감에 대해 매개회귀분석을 진행하였다.
- 구성개념 (음식 콘텐츠 이용 수준, 식습관, 식이자기효능감) 간의 상관관계를 분석한 결과, 음식 콘텐츠 이용 수준은 식습관과 유의한 부 (-)적 상관관계가 있었으며 식이 자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다. 즉 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관이 좋지 않고, 식이자기효능감 또한 낮아진다는 결과가 나타났다.
- 식습관과 음식 콘텐츠 이용 수준의 차이를 분석한 결과, 유의미한 차이는 아니지만 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관 총 점수가 낮은 것으로 나타났다. 문항별로 보면, 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 편의점 식품이나 인스턴트 식품으로 식사를 대신 하는 경우가 많고, 야식을 자주먹으며, 간식으로 단 음식을 자주 섭취하고, 스트레스를 받을 때 충동적으로 음식을 먹는 것으로 나타났으며 이러한 결과는 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단과 적은 집단 간의 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다.
- 식이자기효능감 총 점수를 살펴보면, 음식 콘텐츠 이용이 적은 집단의총 점수가 52.87 ± 9.35, 중간인 집단이 52.51 ± 8.80, 많은 집단이 49.24 ± 7.96로 나타났으며, 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 적은 집단과 중간인 집단에 비해 총 점수가 유의하게 낮은 것으로 나타났다 (p = 0.002).
- 식이자기효능감의 하위요인인 식생활 통제 효능감 (B = 0.531, p < 0.001), 음식 선택 효능감 (B = 0.354, p < 0.001), 주위 환경 자극 조절 효능감 (B = 0.251, p < 0.001), 정서적 요인 조절 효능감 (B = 0.190, p < 0.001) 모두 유의미하게 식습관을 예측하였으며, 식습관에 대하여 각각 34.0% (F = 196.875), 16.9% (F = 76.972), 12.1% (F = 52.169), 10.5% (F = 44.484)의 설명력을 나타내었다.
- 본 연구는 서울 및 경기지역의 고등학생 381명을 대상으로 일반적 특성, 음식 콘텐츠 이용 수준, 식습관, 식이자기효능감에 대한 설문 조사를 실시하였고, 음식 콘텐츠 이 용 수준에 따라 세 개의 집단으로 구분하여 식습관 및 식이자기효능감 등과의 차이와 식이자기효능감의 매개효과를 분석하였다. 연구 결과, 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 일일 외식 및 간식 비용이 높은 것으로 나타났으나 체질량 지수 (BMI)는 집단 간 차이가 나타나지 않았다. 대상자의 식습관과 관련하여 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 가공 식품과 단 음식을 자주 섭취하며 잦은 야식과 스트레스성 충동적 음식 섭취를 하는 것으로 나타난 반면, 가공식품 구입 시 식품 · 영양표시를 더 자주 확인하는 것으로 나타났다.
- 연구 대상자들의 일반적 특성과 음식 콘텐츠 이용 수준을 살펴보면, 전체 대상자 중 남학생과 여학생의 비율은 49.3 : 50.7로 비슷하였고, 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단에서 여학생의 비율이 유의하게 높았다 (p < 0.001).
- 연구 대상자의 음식 콘텐츠 종류 별 이용 수준에 따라세 군으로 집단을 구분하여 비교 분석한 결과, 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 성별 및 학년은 유의미한 차이를 보였으며 여학생이 남학생보다 그리고 2학년이 1학년보다음식 콘텐츠를 더 많이 이용하는 것으로 나타났다. 한편 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 일일 외식 및 간식 비용이 유의미하게 높은 것으로 나타났는데, 이러한 결과는 식욕을 돋우는 음식 이미지를 보면 배가 고프지 않더라도 음식을 먹고 싶은 욕구를 불러일으킬 수 있으며 [29] 음식 콘텐츠는 간접적으로 과소비를 촉진할 수 있다고 보고된 바 있어 [30], 음식 콘텐츠를 보면 실제 매식에 사용하는 비용이 높아진 것으로 여겨진다.
- 연구 대상자의 음식 콘텐츠 종류별 이용 수준은 ‘SNS 음식 사진 및 동영상’의 이용이 가장 많은 것으로 나타났 으며, ‘먹방BJ가 방송하는 인터넷 먹방’, ‘레시피 영상 채널’, ‘TV먹방 (쿡방) 프로그램’ 순으로 나타났다.
- 음식 선택 효능감 에서는 ‘튀기거나 부친 음식 대신 굽거나 찐 음식을 선택할 수 있나요 (6번 문항)’의 경우 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 적은 집단과 중간인 집단에 비해 점수가 유의하게 낮은 것으로 나타났다 (p = 0.005).
- 측정은 음식 콘텐츠 종류 별로 ‘전혀안 본다 1점’, ‘한 달 1~3회 2점’, ‘일주일 1~3회 3점’, ‘일주일 4~6회 4점’, 거의 매일 본다 5점’의 Likert 척도로 평가하였으며, 점수가 높을수록 음식 콘텐츠를 자주 이용하는 것을 의미한다. 음식 콘텐츠 이용 수준 점수는 최소점이 1점, 최대점이 5점으로 나타났고, 평균 (표준편차) 은 2.39 (1.24)점으로 나타났다. 집단 구분은 음식 콘텐츠 이용 수준의 전체 점수 범위를 3등분하여 1.
- 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식이자기효능감에 대한 차이를 살펴보면, 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식이자기 효능감 총 점수는 낮은 것으로 나타났으며 이는 집단 간의 유의미한 차이를 보였다. 특히 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감과 정서적 요인 조절 효능감에 해당하는 문항들 중 방과 후 집에 돌아오자마자 음식 먹는 것을 참을 자신이 있는지, 친구 생일파티나 명절날 음식을 많이 먹지 않을 자신이 있는지, 스트레스를 받았을 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지, 불안하거나 긴장 했을 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지, 우울할 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지 등이 음식 콘텐츠 이용이 많을 수록 점수가 낮게 나타났다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 음식의 맛 선호도의 차이를 살펴본 결과, 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 모든 다섯 가지 맛에 대한 선호도가 가장 높은 것으로 나타났으며, 특히 유의한 차이를 보인 항목은 ‘새콤한 음식’의 맛과‘느끼한 음식’의 맛 선호도였다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준은 종속변인인 식습관과 유의한부 (-)적 상관이 있었으며 (r = -0.115, p < 0.05), 매개변인인 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감 (r = -0.140, p < 0.01)과 정서적 요인 조절 효능감 (r = -0.275, p < 0.01)과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다.
- 음식 콘텐츠 이용 수준이 식습관에 미치는 영향에서 주위 환경 자극 조절 효능감과 정서적 요인 조절 효능감의 매개효과를 검증한 결과, 주위 환경 자극 조절 효능감과정서적 요인 조절 효능감이 모두 유의한 완전매개효과를나타냈다. 이러한 결과는 음식 콘텐츠 이용 수준이 식습관에 직접적인 영향을 미치기보다는 식이자기효능감을 통해 간접적으로 영향을 미친다는 것을 의미한다.
- 매개효과 분석에서는 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감 변인 과 정서적 요인 조절 효능감 변인이 유의미한 완전매개효과를 나타냈다. 이상의 연구 결과를 종합해보면, 음식 콘텐츠를 많이 이용하는 것은 식습관 및 식이자기효능감에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났으며, 특히 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관의 관계에서 식이자기효능감이 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이상의 연구 결과를 통해 음식 콘텐츠가 범람하고 있는 현재, 청소년의 올바른 식습관을 형성하기 위해 식이자기효능감을 높일 수 있는 영양교육이 중요하다고 사료된다.
- 332). 일일 외식 및 간식 비용이 8,000원 이상인 비율은 음식 콘텐츠 이용이 적은 집단, 중간인 집단, 많은 집단에서 각각 10.3%, 12.5%, 20.7%로 나타나 집단 간의 유의한 차이가 있었다 (p = 0.002).
- 010)의 경우 음식 콘텐츠 이용이 많은 집단이 적은 집단과 중간인 집단에 비해 점수가 유의하게 낮은 것으로 나타났다. 정서적 요인 조절 효능감에서는 모든 문항에서 집단 간의 차이가 유의하게 나타났다. ‘불안하거나 긴장했을 때 음식 먹는 것을 참을 수있나요 (17번 문항)’ (p < 0.
- 따라서 정서적 요인 조절 효능감은 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관을 완전매개한다고 할 수 있다. 즉 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관 간의 직접효과는 없고 정서적 요인 조절 효능감을 매개로 한 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 마지막으로 매개효과의 통계적 유의성을 확인하기 위해 Sobel 검증을 실시한 결과 유의한 것으로 나타났다 (Z = -4.
- 따라서 주위 환경 자극 조절 효능감은 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관을 완전매개한다고 할 수 있다. 즉 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관 간의 직접효과는 없고 주위 환경 자극 조절 효능감을 매개로 한 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 마지막으로 매개효과의 통계적 유의성을 확인하기 위해 Sobel 검증을 실시한 결과 유의한 것으로 나타났다 (Z = -2.
- 구성개념 (음식 콘텐츠 이용 수준, 식습관, 식이자기효능감) 간의 상관관계를 분석한 결과, 음식 콘텐츠 이용 수준은 식습관과 유의한 부 (-)적 상관관계가 있었으며 식이 자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감, 정서적 요인 조절 효능감과도 유의한 부 (-)적 상관관계를 보였다. 즉 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관이 좋지 않고, 식이자기효능감 또한 낮아진다는 결과가 나타났다. 이는 앞선 음식 콘텐츠 이용 수준 별 식습관 및 식이자기효능감에 대한 차이를 분석한 결과에서 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식습관과 식이자기효능감 점수가 낮게 나타난 것과 유사하였다.
- 질문지의 신뢰도를 측정하기 위해서 Cronbach’s α값을 산출하였으며 음식 콘텐츠 이용 수준의 신뢰도 계수 (Cronbach’s α)는 0.72로 나타났다.
- 특히 ‘스트레스를 받았을 때 음식 먹는 것을 참을 수 있나요 (16번 문항)’ 문항의 점수는 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 유의미 하게 낮았으며, 집단 간의 차이가 뚜렷하게 나타났다 (p <0.001).
- 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식이자기효능감에 대한 차이를 살펴보면, 음식 콘텐츠 이용이 많을수록 식이자기 효능감 총 점수는 낮은 것으로 나타났으며 이는 집단 간의 유의미한 차이를 보였다. 특히 식이자기효능감의 하위요인 중 주위 환경 자극 조절 효능감과 정서적 요인 조절 효능감에 해당하는 문항들 중 방과 후 집에 돌아오자마자 음식 먹는 것을 참을 자신이 있는지, 친구 생일파티나 명절날 음식을 많이 먹지 않을 자신이 있는지, 스트레스를 받았을 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지, 불안하거나 긴장 했을 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지, 우울할 때 음식 먹는 것을 참을 수 있는지 등이 음식 콘텐츠 이용이 많을 수록 점수가 낮게 나타났다. 이러한 결과들은 음식 콘텐츠를 자주 이용할수록 음식 콘텐츠에서 제공하는 음식들의 유혹을 이기지 못하고 식사와 관련된 상황에서 자신을 통제할 수 있는 자신감이 낮아지는 것으로 보여진다.
후속연구
- 또한 설문지 작성에 있어 자기기입식으로 조사하여 연구대상자가 의도적으로 왜곡되게 신장과 체중을 기입하는 경우를 배제할 수 없었고 이는 본 연구에서 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 BMI의 차이가 유의미하지 않았다는 결과에 영향을 미쳤다고 볼 수 있다. 따라서 연구 대상자의 정확한 신 체계측 자료를 조사할 수 있도록 조사 방법을 보완한 연구가 이루어져야 할 것이다.
- 본 연구는 청소년의 식습관 및 식이자기효능감에 영향을 줄 수 있는 요인인 영양지식 수준의 조사가 이루어지지 않았고, 연구대상자의 영양소 섭취량이 반영되지 않은 제한점을 지닌다. 따라서 향후 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식생활 실태를 보다 정확히 파악할 수 있도록 대상의 범위를 확대하여 연구 대상자의 영양지식과 영양소 섭취량에 대한 연구도 함께 이루어져야 할 것이다. 또한 설문지 작성에 있어 자기기입식으로 조사하여 연구대상자가 의도적으로 왜곡되게 신장과 체중을 기입하는 경우를 배제할 수 없었고 이는 본 연구에서 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 BMI의 차이가 유의미하지 않았다는 결과에 영향을 미쳤다고 볼 수 있다.
- 본 연구는 청소년의 식습관 및 식이자기효능감에 영향을 줄 수 있는 요인인 영양지식 수준의 조사가 이루어지지 않았고, 연구대상자의 영양소 섭취량이 반영되지 않은 제한점을 지닌다. 따라서 향후 음식 콘텐츠 이용 수준에 따른 식생활 실태를 보다 정확히 파악할 수 있도록 대상의 범위를 확대하여 연구 대상자의 영양지식과 영양소 섭취량에 대한 연구도 함께 이루어져야 할 것이다.
- 이러한 결과는 음식 콘텐츠 이용 수준이 식습관에 직접적인 영향을 미치기보다는 식이자기효능감을 통해 간접적으로 영향을 미친다는 것을 의미한다. 음식 콘텐츠는 이미 대중화되어 많은 사람들이 이용하기 때문에 음식 콘텐츠의 이용을 줄이거나 통제하는 것은 사실상 어려우나, 본 연구에서 식이자기효능감이 음식 콘텐츠가 식습관에 주는 영향을 감소시켰고, 선행연구들에서도 식이자기효능감의 역할이 보고되었으므로 [13,14,37], 식이자기효능감을 관리하는 방안을 구축하는 것이 필요하다고 사료된다.
- 이상의 연구 결과를 종합해보면, 음식 콘텐츠를 많이 이용하는 것은 식습관 및 식이자기효능감에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났으며, 특히 음식 콘텐츠 이용 수준과 식습관의 관계에서 식이자기효능감이 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이상의 연구 결과를 통해 음식 콘텐츠가 범람하고 있는 현재, 청소년의 올바른 식습관을 형성하기 위해 식이자기효능감을 높일 수 있는 영양교육이 중요하다고 사료된다. 청소년은 대중매체에서 제공하는 정보의 영향을 많이 받으며 스마트폰과 인터넷을 많이 사용하므로 음식 콘텐츠가 주는 시각적 자극을 영양교육의 목적으로 적절하게 활용한다면 청소년의 영양에 대한 관심 증가와 식습관 개선을 위한 동기부여에 보다 큰 효과를 기대할 수 있을 것이다
- 이상의 연구 결과를 통해 음식 콘텐츠가 범람하고 있는 현재, 청소년의 올바른 식습관을 형성하기 위해 식이자기효능감을 높일 수 있는 영양교육이 중요하다고 사료된다. 청소년은 대중매체에서 제공하는 정보의 영향을 많이 받으며 스마트폰과 인터넷을 많이 사용하므로 음식 콘텐츠가 주는 시각적 자극을 영양교육의 목적으로 적절하게 활용한다면 청소년의 영양에 대한 관심 증가와 식습관 개선을 위한 동기부여에 보다 큰 효과를 기대할 수 있을 것이다
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