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문제 정의
- 본 연구는 Ajzen [22]의 계획된 행위이론을 기반으로 학령후기 아동의 건강증진행위를 예측하는 구조모형을 구축하고, 학령후기 아동의 건강증진행위에 영향을 미치는 요인의 직접효과와 총효과를 파악하여 계획된 행위이론을 적용한 학령후기 아동의 건강증진 행위를 위한 프로그램 개발에 필요한 기초자료를 제공하고자 시도되었다.
- 본 연구는 계획된 행위이론을 기반으로 하여 학령후기 아동의 건강증진행위에 영향을 미치는 요인 간의 인과관계를 확인하여 가설적 모형을 설정하고, 모형의 적합도를 검증하여 수정모형의 효과를 검정하는 구조모형 검증연구이다.
- 본 연구는 학령후기 아동의 건강증진행위에 영향을 미치는 요인을 파악하고자 계획된 행위이론을 기반으로 가설적 모형을 설정하여 모형의 적합도를 검증하고, 최종 수정모형을 통해 각 변수 간의 효과를 확인하고자 한 구조모형 연구이다.
- 본 연구의 목적은 계획된 행위이론을 기반으로 학령후기 아동의 건강증진행위에 영향을 미치는 요인을 파악하고, 학령후기 아동의 건강증진행위 구조모형을 구축하는 것으로 이를 위한 구체적인 목적은 다음과 같다.
- 이에 본 연구에서는 계획된 행위이론을 기반으로 의도와 행위에 대한 변수의 설명력을 높일 수 있는 영향 변수인 건강지식과 자아존중감을 추가하여 학령후기 아동의 건강증진행위의 구조모형을 구축함으로써 학령후기 아동의 건강증진행위를 설명하고, 건강증진행위를 증진시키기 위한 중재 프로그램 개발에 필요한 기초 자료를 제공하고자 한다.
가설 설정
- 사전에 해당 학교의 교장 또는 교감 선생님의 허락을 얻어서 작성된 동의서를 받은 후 보건교사를 통해서 담임선생님과의 협조 하에 연구자가 직접 설문지를 배부하였다. 자발적으로 설문에 응할 의사가 있는 아동에게는 연구에 대한 설명이 기재된 가정통신문을 가정으로 보내 부모용 동의서를 작성해 오도록 안내하였고, 부모 동의서를 지참한 아동에 한해 자기기입식 설문지를 작성하게 하였다. 이 과정에서 부모, 교사, 아동의 문의 사항에 대해서는 연구자가 직접 응답하였고, 참여자 전원에게 소정의 답례품을 증정하였다.
제안 방법
- 가설모형의 적합도를 높이기 위하여 수정지수를 이용하여 오차항 간에 상관을 추가하였다. 수정한 모형에 대한 적합도를 살펴본 결과, x2값은 550.
- 건강증진행위를 하기 위해서는 생활습관과 관련된 올바른 건강지식을 갖고 있어야 하고[14], 지식은 의지에 영향을 주며, 행위에 영향을 미쳐[13] 계획된 행위이론의 설명력을 높인다. 또한 자아존중감은 건강증진행위에 영향을 미치므로[12, 13] 계획된 행위이론의 설명력을 높이기 위해 지식과 자아존중감을 추가하였다.
- 건강지식을 측정하는 도구는 Nah, Kim과 Kim [17]의 도구를 참고하여 Jeon과 Kwon [13]이 수정 ․ 보완한 것을 도구 사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 본 도구는 문항분석을 통해 하위영역 별로 질병예방과 관리 7문항, 흡연 ․ 음주 ․ 약물 오남용 예방 7문항, 성과 건강 6문항, 정신건강 5문항, 사고예방과 응급처치 6문항의 총 5개 영역 31문항으로 구성되었다. 각 문항의 점수는 ‘정답’ 1점, ‘오답’과 ‘잘 모른다’는 0점으로 처리하여 총점 평균은 최저 0점에서 최고 1점으로써 점수가 높을수록 건강지식 정도가 높은 것을 의미한다.
- 본 연구의 모형에 사용된 변수는 태도, 주관적 규범, 지각된 행위 통제, 건강지식, 자아존중감, 의도, 건강증진행위로 총 7개를 사용하였다. 연구 결과, 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 지지되었다.
- 본 연구의 자료 수집기간은 2017년 7월 19일부터 8월 31일까지였으며, 연구자가 직접 기관을 방문하여 설문조사를 실시하였다. 사전에 해당 학교의 교장 또는 교감 선생님의 허락을 얻어서 작성된 동의서를 받은 후 보건교사를 통해서 담임선생님과의 협조 하에 연구자가 직접 설문지를 배부하였다.
- 본 연구의 자료 수집기간은 2017년 7월 19일부터 8월 31일까지였으며, 연구자가 직접 기관을 방문하여 설문조사를 실시하였다. 사전에 해당 학교의 교장 또는 교감 선생님의 허락을 얻어서 작성된 동의서를 받은 후 보건교사를 통해서 담임선생님과의 협조 하에 연구자가 직접 설문지를 배부하였다. 자발적으로 설문에 응할 의사가 있는 아동에게는 연구에 대한 설명이 기재된 가정통신문을 가정으로 보내 부모용 동의서를 작성해 오도록 안내하였고, 부모 동의서를 지참한 아동에 한해 자기기입식 설문지를 작성하게 하였다.
- 수정된 도구는 주관적 규범의 대상으로 교사, 부모, 친구, 세상 사람을 포함하는 4문항으로 이들로부터 ‘내가 건강에 좋은 행동을 해야 한다’는 기대 정도를 측정한다.
- 자발적으로 설문에 응할 의사가 있는 아동에게는 연구에 대한 설명이 기재된 가정통신문을 가정으로 보내 부모용 동의서를 작성해 오도록 안내하였고, 부모 동의서를 지참한 아동에 한해 자기기입식 설문지를 작성하게 하였다. 이 과정에서 부모, 교사, 아동의 문의 사항에 대해서는 연구자가 직접 응답하였고, 참여자 전원에게 소정의 답례품을 증정하였다.
- 측정 변수의 정규분포를 확인한 후 최대우도법을 이용하여 모형의 적합도를 검증하였다. 가설모형의 적합도를 검증한 결과 x2값은 676.
대상 데이터
- 본 연구의 대상은 학령후기 아동에 해당하는 초등학교 5~6학년 아동을 표적모집단으로 하고, 임의 표집할 지역의 초등학교를 다양하게 선정하고자 대도시와 중소도시의 총 3개 학교를 편의 추출 하였다. 연구 대상자의 선정기준은 1) 의사소통이 가능한 자, 2) 연구의 목적을 이해하고 연구 참여에 자발적으로 동의한 자이다.
- 연구 대상자의 학년은 5학년 170명(53.3%), 6학년 149명(46.7%)으로 남학생이 157명(49.2%)이었고, 여학생 162명(50.8%)이었다. 3일 이상 입원한 경험이 없는 경우가 184명(57.
- 구조모형에서 적절한 표본의 수를 산정하기 위해 사용할 관측 변수의 수는 총 27개로 이 관측변수의 약 10~20배의 표본이 필요하므로[15] 표본의 수는 약 270~540개 정도로 추산되었다. 탈락률을 고려하여 총 460부를 배포하였고, 부모 동의를 받지 못한 122부는 작성되지 않았으며, 불충분한 응답을 포함한 20부를 제외하고 최종 분석에는 318부를 사용하였다.
데이터처리
- 신뢰도 검증은 Cronbach’s ⍺ 계수로 산출하였고, 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였다. 구조모형의 검증은 최대우도법을 사용하였고, 판별타 당도를 검증하기 위해 잠재변수의 분산추출지수와 잠재변수 간의 상관을 비교하였다. 또한 구조모형의 적합도 평가는 절대적합지수 x2 , x2/df, RMR (root mean square residual), RMSEA (root mean square error of approximation), GFI (goodness of fit index), AGFI (adjusted goodness of fit index)와 증분적합지수 NFI (normal fit index), TLI (Turker Lewis index), CFI (comparative fit index) 등을 이용하였다.
- 0 프로그램을 이용하였다. 대상자의 일반적 특성과 각 연구 변인에 대한 서술통계는 빈도, 백분율, 평균과 표준편차, 왜도와 첨도(정규성 검증) 등을 기술통계로 분석하였다. 신뢰도 검증은 Cronbach’s ⍺ 계수로 산출하였고, 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였다.
- 구조모형의 검증은 최대우도법을 사용하였고, 판별타 당도를 검증하기 위해 잠재변수의 분산추출지수와 잠재변수 간의 상관을 비교하였다. 또한 구조모형의 적합도 평가는 절대적합지수 x2 , x2/df, RMR (root mean square residual), RMSEA (root mean square error of approximation), GFI (goodness of fit index), AGFI (adjusted goodness of fit index)와 증분적합지수 NFI (normal fit index), TLI (Turker Lewis index), CFI (comparative fit index) 등을 이용하였다.
- 신뢰도 검증은 Cronbach’s ⍺ 계수로 산출하였고, 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였다.
이론/모형
- 건강증진행위 척도는 Nah 등[17]의 도구를 참고하여 Jeon과 Kwon [13]이 수정 ․ 보완한 건강지식 문항 척도를 기반으로 재구성한 45문항을 사용 승인을 받아 이용하였다. 건강증진행위의 각 문항의 이행 정도에 따라 ‘항상 한다’ 5점에서 ‘전혀 안한다’ 1점까지 Likert형 5점 척도로 점수가 높을수록 건강증진 행위 이행 정도가 높은 것을 의미한다.
- 건강지식을 측정하는 도구는 Nah, Kim과 Kim [17]의 도구를 참고하여 Jeon과 Kwon [13]이 수정 ․ 보완한 것을 도구 사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 본 도구는 문항분석을 통해 하위영역 별로 질병예방과 관리 7문항, 흡연 ․ 음주 ․ 약물 오남용 예방 7문항, 성과 건강 6문항, 정신건강 5문항, 사고예방과 응급처치 6문항의 총 5개 영역 31문항으로 구성되었다.
- 의도는 Ji [16]가 개발하고 Lee와 Chon [20]이 수정한 도구를 사용 승인을 받아 이용하였다. 본 도구는 대상자가 건강에 좋은 행동을 할 수 있는지에 대한 의사를 측정하기 위해 7점 척도로 된 3개 문항을 사용하였다.
- 자아존중감을 측정하는 도구는 Rosenberg [18]가 개발한 자아 존중감 측정도구를 Kim과 Lee [19]가 총 8문항으로 수정 ․ 보완한 도구를 사용 승인을 받아 사용하였다. 이 도구는 5점 척도로 점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다.
- 주관적 규범을 측정하기 위해 Ji [16]가 개발한 도구를 Jeon과 Kwon [13]이 학령후기 아동에게 적절하게 수정한 것을 도구 사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 수정된 도구는 주관적 규범의 대상으로 교사, 부모, 친구, 세상 사람을 포함하는 4문항으로 이들로부터 ‘내가 건강에 좋은 행동을 해야 한다’는 기대 정도를 측정한다.
- 지각된 행위통제는 Ji [16]가 개발한 도구를 Jeon과 Kwon [13] 이 학령후기 아동에게 적절하게 수정한 것을 도구 사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 각 문항은 +3점에서 -3점을 주어 총 4개 문항의 합으로 최고 +12점에서 최저 -12점까지 평가되며, 점수가 높을수록 대상자가 건강증진행위의 이행에 대해 쉽게 지각하고 있음을 의미한다.
- 태도를 측정하기 위해 Ji [16]가 개발한 도구를 Jeon과 Kwon [13]이 학령후기 아동에게 적절하게 수정한 것을 도구 사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 본 도구는 평가적 차원의 semantic differential type scale 8문항으로 구성되었고, 점수는 각 건강 행동에 대한 개인의 평가를 나타내는 8쌍의 형용사 짝에 대하여 +3점에서 -3점을 주었다.
성능/효과
- 가설모형의 적합도를 검증한 결과 x2값은 676.26 (p<.001)으로 적합하지 않게 나왔으나, x2값을 자유도로 보정한 x2/df는 2.04로 적합한 것으로 나타났다.
- 각 변수가 건강증진행위에 영향을 미치는 효과를 분석한 결과, 태도는 의도에 대해 직접효과가 유의하지 않았고(β=.06, p=.468), 건강증진행위에 대한 총효과도 유의하지 않았다(β=.03, p=.555).
- 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 건강증진행위에 대한 주관적 규범, 지각된 행위통제, 자아존중감은 건강증진행위에 대한 의도를 57.6% 설명하고 있고, 건강증진행위에 대한 건강지식, 자아존중감, 의도는 건강증진행위를 61.7% 설명하고 있는 것으로 나타났다. 본 연구와 선행 연구의 의도와 행위에 대한 변수의 설명력을 비교해보면 다음과 같다.
- 즉, 의도에 대해서는 지각된 행위통제가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 주관적 규범, 자아존중감의 순이었다. 건강증진행위에 대해서는 의도가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 자아존중감, 건강지식의 순이었다. 주관적 규범, 지각된 행위통제, 자아존중감은 건강증진행위에 대한 의도를 57.
- 결론적으로 본 연구에서 계획된 행위이론 변수에 건강지식과 자아존중감을 추가한 결과, 건강증진행위에 대한 건강지식, 자아존중감, 의도는 건강증진행위에 영향을 주는 것으로 나타났고, 건강증진행위에 대한 설명력은 선행 연구보다 높은 것으로 나타났다. 학령후기 아동이 건강증진행위를 이행하기 위해서는 주변 사람의 지지(주관적 규범) 속에서 긍정적인 자아상(자아존중감)이 발달되어 건강증진행위를 쉽게 잘 할 수 있다고 인식(지각된 행위 통제)함으로써, 아동이 스스로 건강증진행위를 실천하겠다는 의도를 품게 되고, 이러한 의도와 함께 건강지식, 자아존중감을 통해 건강증진행위를 실천에 옮길 수 있다.
- 결론적으로 본 연구에서 계획된 행위이론 변수에 건강지식과 자아존중감을 추가한 결과, 건강증진행위에 대한 주관적 규범, 지각된 행위통제, 그리고 자아존중감은 건강증진행위에 대한 의도에 영향을 주는 것으로 나타났고, 의도에 대한 변수의 설명력은 선행 연구에 비해 높은 것으로 나타났다.
- 04로 적합한 것으로 나타났다. 나머지 적합 지수인 RMSEA (.06), TLI (.93), CFI (.94)는 적합기준을 만족하는 것으로 나왔지만, GFI (.86), AGFI (.83), NFI (.88)은 적합기준을 만족하지 못하고 약간 낮은 값으로 나타났다(Table 2).
- x2값은 표본의 크기에 민감한 영향을 받는 단점이 있고, 표준 x2값인 가 더 의미가 있다고 알려져 있다[21]. 나머지 적합지수인 RMSEA (.05), NFI (.91), TLI (.95), CFI (.96)는 적합기준을 만족하는 것으로 나왔다(Table 3).
- 63으로 모두 유의한 정적 상관을 보였다. 독립변수 간 다중공선성이 있는지 다중회귀분석을 통해 공차한계와 분산팽창인자를 구한 결과 공차한계는 .44~ .79로 .10 이상이었으며, 분산팽창인자는 1.27~2.28로 10.00 이하의 값으로 나타나 독립변수들 간 다중공선성은 존재하지 않았다(Table 2).
- 7%로 가장 높았다. 따라서 본 연구에서 계획된 행위이론의 변수에 건강지식과 자아존중감을 추가함으로써 건강증진행위에 대한 의도와 행위에 대한 설명력이 선행 연구에 비해 높아진 것을 볼 때, 본 연구의 구조모형은 학령후기 아동의 건강증진행위를 예측하기에 적합한 모형으로 판단되며, 이러한 연구 결과를 바탕으로 학령후기 아동의 건강증진행위를 향상시키기 위해서는 계획된 행위이론에 건강 지식과 자아존중감을 추가한 중재 프로그램이 효과적일 것으로 생각된다.
- 이는 의도를 정확히 예측할 수 있다면 행위를 추론하는 것이 용이함을 의미하며, 이러한 연구의 결과는 주변 사람의 사회적 압력(주관적 규범)과 행위의 용이성(행위 통제)을 고려하여 행위를 하고 싶다는 욕구가 발생하게 되고, 그 후에 구체적인 의도, 즉 행위수행의 의도를 예측할 수 있다[28]는 주장을 반영한 것으로 볼 수 있다. 또한 건강지식은 건강증진행위에 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 본 연구와 마찬가지로 학령후기 아동을 대상으로 한 선행 연구[13]에서 건강지식은 건강증진행위와 상관관계가 있으며, 건강지식은 건강증진행위의 영향요인[13, 29]이라는 결과를 지지하였다.
- 본 연구에서 사용된 변수 간의 관계를 알아보기 위하여 Pearson’s correlation coefficient를 구한 결과 .21~.63으로 모두 유의한 정적 상관을 보였다.
- 본 연구에서는 문헌고찰 결과에 따라 계획된 행위이론에 포함된 변수 외에 건강지식과 자아존중감이 변수로써 추가된 가설모형을 설정하였고, 수정된 최종모형에서 건강지식과 자아존중감이 건강증진행위의 영향요인임을 확인하였다. 그러나 건강증진행위에 대한 태도는 의도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
- 본 연구의 결과에서 의도와 행위의 상관관계(r=.62, p<.001)와 의도를 포함한 변수의 설명력은 61.7%로 이 중에서도 가장 높은 것으로 나타났다.
- 수정모형의 경로 분석 결과, 건강증진행위에 대한 의도에는 지각된 행위통제(β=.52, p<.001)가 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났고, 그 다음으로 주관적 규범(β=.14, p=.032), 자아존중감 (β=.13, p=.021) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 변수에 의한 설명력은 57.6%였다(Table 4).
- 수정한 모형에 대한 적합도를 살펴본 결과, x2값은 550.52 (p<.001)로 적합하지 않게 나왔으나, x2값을 자유도로 보정한 x2/df는 1.67으로 적합한 것으로 나왔다.
- 연구 결과, 가설모형의 적합도는 적합하지 않게 나타나 수정지수를 이용하여 상관을 추가한 결과, 나머지 절대 적합지수와 증분 적합지수가 적절하게 나타나 전반적으로 좋은 적합도를 보였으므로 수정모형을 최종모형으로 확정하였다. 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.
- 본 연구의 모형에 사용된 변수는 태도, 주관적 규범, 지각된 행위 통제, 건강지식, 자아존중감, 의도, 건강증진행위로 총 7개를 사용하였다. 연구 결과, 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 지지되었다. 즉, 의도에 대해서는 지각된 행위통제가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 주관적 규범, 자아존중감의 순이었다.
- 건강증진행위에 대해서는 의도가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 자아존중감, 건강지식의 순이었다. 주관적 규범, 지각된 행위통제, 자아존중감은 건강증진행위에 대한 의도를 57.6% 설명하였고, 건강지식, 자아존중감, 의도는 건강증진행위를 61.7% 설명하고 있는 것으로 나타났다. 본 연구의 결과는 학령후기 아동이 건강증진행위의 실천을 촉진할 수 있도록 하는 데에 필요한 중재 프로그램을 개발하기 위해 필요한 기초자료로 사용할 수 있을 것으로 생각된다.
- 연구 결과, 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 지지되었다. 즉, 의도에 대해서는 지각된 행위통제가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 주관적 규범, 자아존중감의 순이었다. 건강증진행위에 대해서는 의도가 가장 많은 영향을 주었고, 그 다음으로 자아존중감, 건강지식의 순이었다.
- 연구 결과, 가설모형의 적합도는 적합하지 않게 나타나 수정지수를 이용하여 상관을 추가한 결과, 나머지 절대 적합지수와 증분 적합지수가 적절하게 나타나 전반적으로 좋은 적합도를 보였으므로 수정모형을 최종모형으로 확정하였다. 최종모형에서는 가설모형에서 설정한 총 9개의 경로 중에서 6개의 경로가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 건강증진행위에 대한 주관적 규범, 지각된 행위통제, 자아존중감은 건강증진행위에 대한 의도를 57.
- 표본의 정규성을 검증한 결과, 관측변수의 왜도는 -0.34~-1.74, 첨도는 -0.58~3.25로 왜도가 ±3, 첨도가 ±8 이내의 값으로 나타나 모두 정규분포로 가정할 수 있었다(Table 1).
후속연구
- 52로 나타났다. 따라서 학령후기 아동에게 건강증진행위를 잘 할 수 있다는 자신감을 심어주고, 스스로 마음먹기에 달렸다는 자기 통제력을 기를 수 있는 교육중재 프로그램을 개발하여 제공한다면 아동의 건강증진행위 실천에 유용할 것으로 생각된다. 자아존중감은 의도와 건강증진행위에 영향을 주는 것으로 나타났는데 이는 자신에 대해 긍정적인 평가를 내리는 아동이 자신에게 필요한 건강증진행위를 하고자 하는 의지를 가지고 실천하는 것으로 기대할 수 있다.
- 학령후기 아동이 건강증진행위를 이행하기 위해서는 주변 사람의 지지(주관적 규범) 속에서 긍정적인 자아상(자아존중감)이 발달되어 건강증진행위를 쉽게 잘 할 수 있다고 인식(지각된 행위 통제)함으로써, 아동이 스스로 건강증진행위를 실천하겠다는 의도를 품게 되고, 이러한 의도와 함께 건강지식, 자아존중감을 통해 건강증진행위를 실천에 옮길 수 있다. 따라서 학령후기 아동의 건강증진행위를 증진시키기 위해서는 아동으로 하여금 건강증진행위에 대한 주관적 규범, 지각된 행위통제, 자아존중감을 향상시켜 건강증진행위에 대한 의도를 촉진하며, 긍정적인 자아존중감과 건강지식을 향상시켜 건강증진행위가 유발될 수 있도록 지지하는 중재 프로그램이 효과적일 것으로 판단된다.
- 본 연구에서는 학령후기 아동만을 대상으로 하였으나, 학령전기를 포함하여 넓은 의미에서 아동과 청소년을 대상으로 본 연구 결과를 적용한 건강증진행위의 구조모형을 구축하는 추후 연구가 이루어지기를 제언한다. 또한 본 연구에서 사용된 변수 외에 학령 후기 아동의 건강증진행위의 영향요인으로 밝혀진 다양한 변수를 추가하여 건강증진행위에 대한 설명력의 증가를 검증하는 후속 연구와 학령후기 아동의 건강증진행위의 실천을 촉진시킬 수 있도록 현장에서 적용할 수 있는 간호중재 프로그램의 개발에 대한 연구가 활성화되기를 제언한다.
- 본 연구에서는 학령후기 아동만을 대상으로 하였으나, 학령전기를 포함하여 넓은 의미에서 아동과 청소년을 대상으로 본 연구 결과를 적용한 건강증진행위의 구조모형을 구축하는 추후 연구가 이루어지기를 제언한다. 또한 본 연구에서 사용된 변수 외에 학령 후기 아동의 건강증진행위의 영향요인으로 밝혀진 다양한 변수를 추가하여 건강증진행위에 대한 설명력의 증가를 검증하는 후속 연구와 학령후기 아동의 건강증진행위의 실천을 촉진시킬 수 있도록 현장에서 적용할 수 있는 간호중재 프로그램의 개발에 대한 연구가 활성화되기를 제언한다.
- 7% 설명하고 있는 것으로 나타났다. 본 연구의 결과는 학령후기 아동이 건강증진행위의 실천을 촉진할 수 있도록 하는 데에 필요한 중재 프로그램을 개발하기 위해 필요한 기초자료로 사용할 수 있을 것으로 생각된다.
- 그러나 본 연구의 결과는 계획된 행위이론을 활용한 기존연구 결과와는 차이가 있는 것으로 나타났다. 이에 학령후기 아동의 건강증진행위에 대한 태도가 건강증진행위에 대한 의도에 영향을 미치는지에 관해 반복 연구 또는 이유를 확인하는 추후연구가 필요하다고 생각된다.
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