Journal of Nutrition and Health (J Nutr Health) 2017; 50(6): 615 ~ 623 http://dx.doi.org/10.4163/jnh.2017.50.6.615 pissn 2288-3886 / eissn 2288-3959 Research Article 성인초기여성의섭식장애에영향을미치는요인에관한경로분석 * 차보경 한서대학교간호학과 A path analysis of factors influencing eating problem among young female adults* Cha, Bo-Kyoung Department of Nursing, Hanseo University, Seosan 31962, Korea ABSTRACT 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 (χ 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. KEY WORDS: female, eating problem, body image dissatisfaction, anger, depression 서론 전세계적으로암, 당뇨, 심혈관질환등만성질환의부담증가로비만, 혈청지질, 고혈압등이건강관리의주요대상이되어왔다. 1 이러한대사성위험인자를감소시키기위해국가적차원의관심이영양과잉과비만관리에집중되는반면, 이면에는특정계층을중심으로영양섭취부족자비율이점차증가하면서, 국내에도영양과잉및부족이공존하는영양불균형양극화문제가대두되고있다. 2,3 특히, 성인초기여성의영양섭취부족은그수준이심각한데, 2,3 구체적실태를살펴보면, 2015년국민건강영양조 사에서 19세 ~29세여성은건강식생활실천률이 39.6% 로여성노인에이어두번째로비율이낮았고, 영양섭취부족자분율및저체중비율은각각 20.9%, 16.3% 로조사대상중가장높았으며, 4 저체중비율은 2008년의 14.4% 보다증가하였다. 2 이렇게성인초기여성의전반적인섭취량부족과높은저체중비율은젊은여성들이날씬해지기위해절식과과도한체중감량을시도하는섭식장애와관련이있는것으로보고되고있다. 5,6 섭식장애는젊은여성에서발생빈도가높고, 지속적으로증가하는경향을보이며, 7 생식기능의저하, 골밀도감소, 무월경등여러가지질병을유발하는위험요인으로작용 Received: October 27, 2017 / Revised: December 1, 2017 / Accepted: December 4, 2017 * This work was supported by grants from Hanseo University in 2017. To whom correspondence should be addressed. tel: +82-41-660-1071, e-mail: bkcha@hanseo.ac.kr 2017 The Korean Nutrition Society This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons. org/licenses/by-nc/3.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.
616 / 성인초기여성의섭식장애영향요인의경로분석 하여, 신체건강에부정적영향을미친다. 8 실증적연구에서성인초기여성의콜레스테롤, 당화혈색소등대사성증후군의지표는정상이었으나저체중군과정상체중군의혈압은저혈압에가깝고, 빈혈유병률은높았으며, 9 칼슘섭취량이낮은성인초기여성은골밀도가낮고, 영양섭취부족과적은신체활동으로골건강이취약한것으로보고되고있다. 10 이러한결과에비춰볼때, 섭식장애를성인초기여성의건강을위협하는잠재적위험요소로인식하고, 섭식장애의원인규명과해결방안제시를위해다학제적접근과국가적차원의관심이요구된다. 섭식장애는다양한요인들의복합적인상호작용에의해영향을받는것으로보고되는데, 5 섭식장애의인지행동모델에서는정서요인과인지요인을섭식장애의선행요인으로설명하고있으며, 11 낮은자존감, 분노, 우울과같은부정적정서와왜곡된신체인지로인한신체불만족이주요영향요인으로보고되어왔다. 먼저, 낮은자존감은섭식장애에서흔히확인되는데, 11 선행연구에서여대생을섭식장애의정도에따라정상집단, 저위험집단, 고위험집단으로분류하였을때, 정상집단의자존감이유의하게가장높았고, 12 성인여성의자존감이낮을수록우울유병률이높아져우울의예측요인으로자존감이확인된바있다. 13 또한자존감은신체불만족과도유의한상관관계가있었으며, 14 섭식장애의경로분석연구에서직간접적영향요인으로보고되어왔다. 15,16 자신이나타인을향한부정적정서상태인분노도섭식장애의선행요인으로작용하여, 17 섭식장애대상자는섭식장애가없는대상자보다분노와분노표현수준이높았다. 18 분노표현유형에따라폭식이나절식등섭식장애표출양상의차이는있으나, 19 분노정도가심할수록이상섭식행동정도가심해지는것은일관된특징이다. 17,19 한편, 여대생의우울은식이태도와상관관계가있는것으로보고되었고, 16 섭식장애의예측변수로나타나 20 우울이섭식장애에미치는영향력도실증적으로확인되고있다. 학교와사회생활이주를이루는성인초기여성은학업, 취업, 직업스트레스등으로좌절을경험하며정서적문제에직면하고있으므로, 21,22 성인초기여성의분노와우울은섭식장애해결을위해다루어져야할중요한과제라볼수있다. 한편, 신체불만족은신체에대한왜곡된인지요인으로, 섭식장애의예측요인뿐아니라매개요인으로서의효과도보고되고있다. 5,23 체질량지수보다체중에대한개인의지각이섭식행동과밀접하게관련되는데, 6,23 날씬함을미의기준으로제시하는사회분위기에서마르고자하는욕구로신체에불만족하게되고, 12 이러한신체불만족이섭식장애에영향을미치게된다. Choi와 Cheon 19 의연구에서여대 생의식이장애고위험군이정상군보다체형불만족점수가유의하게높았으며, Kim과 Kim 16 의연구에서는여대생의섭식장애예측변수로신체불만족이확인되었다. 또한자존감과섭식장애와의관계, 우울과섭식장애와의관계에서신체불만족의매개효과도확인된바있다. 15,24 그동안국내에서수행된섭식장애관련연구는아동과청소년, 여대생을중심으로한실태조사, 섭식장애관련변수와의상관관계및영향요인을확인하는연구가대부분으로, 성인초기여성에서보고되는부정적정서요인과신체불만족및섭식장애와의관계를포괄적으로다룬연구는미흡하다. 이에본연구에서는섭식장애와관련요인을확인하는선행연구를토대로성인초기여성의섭식장애를설명하는가설적경로모형을구축하고, 실제자료간의적합도검증을통해수정경로모형을제시하며, 섭식장애에영향하는요인의효과를알아보기위해수행되었다. Fig. 1. Theoretical framework 연구방법 연구의개념적기틀및가설적모형본연구에서는섭식장애에대한선행연구에서확인된예측요인및요인간의관계를근거로, 성인초기여성의섭식장애에관한경로모형을구성하였다 (Fig. 1). 섭식장애는정서 인지요인의복합적상호작용의결과임을고려하여, 11,25 성인초기여성의섭식장애영향요인으로, 정서적요인에는자존감, 분노및우울을, 인지요인에는신체불만족을포함하였다. 구체적으로, 성인초기여성의낮은자존감은우울 26 과신체불만족 14,15,26 에부정적영향을미치고, 분노는우울, 7,27 신체불만족 19 및섭식장애 7,19,28 의영향요인으로서, 우울및신체불만족을악화시켜섭식장애에영향을미친다. 우울은여성이자신의신체에대해갖는불만족정도를높여섭식장애를악화시키는요인으로작용한다. 20 신체불만족은섭식장애에직접적인영향을미칠뿐아니라 16,19,20,29 정서적요인이섭식장애에미치는영향을매개한다. 5,15,24 이를종합해볼때, 본연구에서설정된가설적모형은 2개의외생변수와 3개의내생변수로이루
Journal of Nutrition and Health (J Nutr Health) 2017; 50(6): 615 ~ 623 / 617 어져있으며, 외생변수는자존감, 분노이고, 내생변수는우울, 신체불만족, 섭식장애를포함하고있다. 연구대상본연구의대상자는서울, 인천및충청도에거주하는 19세 ~29세의성인초기여성을대상자로하였다. 대상자선정기준은언어적의사소통이가능하고활동에제한이없으며, 자료수집당시연구의목적을이해하고연구참여에동의한자로하였다. 대상자수는경로분석을위해서대략 200명정도가필요하다는기준을적용하여, 30 연구에동의하고참여한연구대상자 200명에게설문지를배부하였으며, 배부된설문지중 199부가수집되었다. 이중 2부는응답이불완전하였고, 4부는특이값으로나타나최종분석에 193명의자료를사용하였다. 연구도구본연구를위한설문조사에사용한도구는연구대상자의일반적특성, 섭식장애, 신체불만족, 자존감, 분노, 우울로구성되었다. 일반적특성은연령, 키, 몸무게, 학력, 결혼상태, 종교, 거주지, 경제상태, 직업, 평소지각하는건강상태, 현재앓고있는질환을포함하였다. 섭식장애는 Garner 등 31 의단축형섭식태도측정도구 (eating attitude test, EAT-26) 로측정하였다. 채점방식은항상, 매우자주, 자주라는응답에대해각각 3, 2, 1점을, 나머지세가지응답 ( 가끔, 거의그렇지않은, 전혀그렇지않은 ) 에는 0점을부여한다. 총 26문항으로, 범위는 0~78점이며, 점수가높을수록섭식문제가많음을의미하며, 총점이 20점이상일때고위험군으로분류할수있다. 신체불만족은 Cooper 등 32 의신체불만족도구 (body shape questionnaire, BSQ) 로측정하였다. 이도구는현재자신의체중을왜곡하여경험하는 비만한느낌 혹은부정적정서로인해발생되는상황을묘사하는질문들로구성되어있다. 총 34문항의 6점척도로, 범위는 34 ~ 204점이다. 점수가높을수록자신의신체에대해비만한느낌을더많이경험하며, 신체불만족정도가높음을의미한다. 자존감은 Rosenberg 33 가개발한척도로, 표준화된한국어판 34 을이용하였다. 총 10 문항의 4점척도로, 범위는 10 ~ 40점이며, 점수가높을수록자존감정도가높음을의미한다. 분노는 Chon 등 35 에의해표준화된한국판상태- 기질분노표현척도 (state-trait anger expression inventory-korean veraion, STAXI-K) 중기질분노 10문항을이용하였다. 기질분노는평상시에느끼는분노빈도와분노정도를측정하며, 전혀아니다 1점에서 언제나그렇다 4점의 4점척도로, 범위는 10 ~ 40점이다. 점수가높을수록분노정도가높음을의미한다. 우울은 Radloff 36 가개발한우울척도 (center for epidemiologic studies depression scale) 를이용하였다. 총 20문항의 0~3점의 4점척도로, 범위는 20 ~ 60점이다. 점수가높을수록우울정도가높음을의미한다. 자료수집방법본연구는보건복지부지정공용기관생명윤리위원회에서연구승인을받아수행하였다 (P01-201707-21-006). 자료수집은 19세 ~29세의성인초기여성을대상으로, 충청남도 H대학교도서관및교내카페와인천및서울에위치한카페에서자가보고설문지법을이용하여, 2017년 8월, 약 1개월동안이루어졌다. 자료분석방법본연구의자료는 SPSS 21.0 프로그램 (IBM-SPSS Inc. Chicago, IL, USA) 과 AMOS 24.0 프로그램 (IBM-SPSS Inc. Chicago, IL, USA) 으로통계처리하였다. 대상자의일반적특성은빈도, 백분율, 평균, 표준편차를, 정규분포검정은왜도와첨도를이용하였다. 제변수들간의다중공선성은피어슨상관계수 (Pearson correlation coefficient) 와분산팽창요인으로살펴보았다. 섭식장애와우울에서왜도 (skewness) 의임계치 (critical ratio, CR) 절대값이 3이상으로나타나, 경로분석은정규분포를가정하지않는일반적가중최소제곱추정법 (generally weighted least square, WLS) 을이용하였다. 모형의적합도는기초적합지수 (goodness of fit index, GFI), 조정적합지수 (adjusted goodness of fit index, AGFI), 표준적합지수 (normed fit index, NFI), 표준원소간평균자승잔차 (standardized root mean residual, SRMR), 근사원소평균자승오차 (root mean square error of approximation, RMSEA) 으로평가하였다. 또한경로의유의성은붓스트랩방법 (bootstrap method) 에의해제시된표준화경로계수와유의확률 (p-값) 로분석하였다. 결과 연구대상자의일반적특성본연구대상자의평균연령은 24.02세이며, 39.4% 이 전문대학졸업이상 이었다. 대상자의 93.3% 이미혼이며, 직업은 50.8% 이대학생이었고, 39.5% 이직장인이었다. 대상자의 57.5% 가특별시와광역시등 대도시 에거주하고있었으며, 대상자가지각하는가족의경제수준을상 중 하로나누었을때, 중 이 83.4% 이었다. 대상자의 97.4% 가특정질환은없었으며, 건강상태를 보통 이상으로인지
618 / 성인초기여성의섭식장애영향요인의경로분석 Table 1. General characteristics Characteristics Mean ± SD or N (%) Age (yrs) 24.02 ± 3.33 1) Education High school 22 (11.4) 2) College 76 (39.4) Be in university 95 (49.2) Marital status Single 180 (93.3) Marriage 13 (6.7) Job 3) University student 95 (50.8) Wokers 74 (39.5) Housewives 5 (2.7) Unemployed 13 (7.0) Region Metropolis 111 (57.5) Small & medium cities 59 (30.6) Rural area 23 (11.9) Economical status High 6 (3.1) Middle 161 (83.4) Low 26 (13.5) Diseases No 188 (97.4) Yes 5 (2.6) Perceived health status Very good 21 (10.9) Good 74 (38.3) Average 84 (43.5) Bad 12 (6.3) Very bad 2 (1.0) BMI (kg/m 2 ) 4) < 18.5 (underweight) 26 (13.5) 18.5 22.9 (optimal weight) 141 (73.1) 23 24.9 (overweight) 12 (6.2) 25 (obesity) 14 (7.2) Total 193 (100) 1) Mean±SD 2) N (%) 3) excluding non-response 4) body mass index 하는대상자는 92.7% 이었다. 대상자의 BMI (kg/m 2 ) 는저체중군 13.5%, 정상체중군 73.1%, 과체중군 6.2%, 비만군 7.2% 이었다 (Table 1). 연구변수에대한서술적통계및상관관계대상자의섭식장애및제변수의정도는 Table 2에제시하였다. 섭식장애는평균 8.99점이었으며, 신체불만족 92.05 점, 우울 14.96점, 분노 18.99점, 자존감 32.17점이었다. 또한섭식장애점수 20점을기준으로고위험군을선별하였을때, 섭식장애고위험군은 9.8% 이었다. 연구변수들의상관관계를살펴보면 (Table 3), 섭식장애는신체불만족 (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) 과유의한상관관계가있었고, 신체불만족은우울 (r = 0.45, p < 0.001), 분노 (r = 0.30, p < 0.001), 자존감 (r = -0.29, p < 0.001) 과유의한상관관계가있었다. 우울은분노 (r = 0.33, p < 0.001), 자존감 (r = -0.48, p < 0.001) 과유의한상관관계가있었으며, 분노는자존감 (r = -0.18, p < 0.05) 과유의한상관관계가있었다. 독립변수간의상관계수는모두 0.80이하였고, 제변수들의분산팽창요인이 1.16 ~ 1.31 로 10보다낮아자기상관이없는것으로고려할수있어다중공선성에문제가없는것으로나타났다. 가설적모형의검정본연구에서구성한가설적모형의적합도를평가한결과, 모형의적합도는 χ 2 (p) 0.067(0.796), χ 2 /df 0.067, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.003, RMSEA 0.001로, 권장기준에도달하였다. 37 그러나유의하지않은경로계수가있어가설적모형은수정이필요한것으로판단되었다. 가설적모형의경로도는 Fig. 2와같다. 가설적모형의경로계수를분석한결과, 도출된 8개의경로중, 5개의경로가통계적으로유의하였다. 우울에직접적인영향을미치는변수는자존감 (r = -0.43, p < 0.01), 분노 (r = 0.25, p < 0.01) 이고, 신체불만족에직접적인영향 Table 2. Descriptive statistics of variables Variables Mean ± SD or N (%) Range Skewness (CR) 2) Kurtosis (CR) Self-esteem 32.17 ± 4.09 1) 10~40-0.11 (-0.64) -0.69 (-1.96) Trait anger 18.99 ± 5.47 10~40 0.47 (2.64) -0.19 (-0.53) Depression 14.96 ± 7.95 20~60 0.78 (4.43) 0.50 (1.41) Body dissatisfaction 92.05 ± 31.00 34~204 0.22 (1.26) -0.53 (-1.49) Eating problems 8.99 ± 8.50 0~78 1.35 (7.64) 1.92 (5.67) Problematic eating behaviors normal group (below 20 point) 174(90.2) 3) high risk group (above 20 point) 19(9.8) 1) Mean±SD 2) critical ratio 3) N (%)
Journal of Nutrition and Health (J Nutr Health) 2017; 50(6): 615 ~ 623 / 619 Table 3. Pearson correlation coefficients between variables Variables Eating problems Body dissatisfaction Depression Trait anger Self-esteem Eating problems 1 Body dissatisfaction 0.69 *** 1 Depression 0.31 *** 0.45 *** 1 Trait anger 0.23 ** 0.30 *** 0.33 *** 1 Self-esteem -0.19 * -0.29 *** -0.48 *** -0.18 * 1 * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001 Table 4. Estimates and effects of predictor variables in hypothetical model Response variables Explanatory variables Standardized direct effect Standardized indirect effect Standardized total effect Depression Self-esteem -0.43 ** - -0.43 ** 0.29 Trait anger 0.25 ** - 0.25 ** Body dissatisfaction Self-esteem -0.09-0.15 ** -0.24 ** 0.24 Trait anger 0.17 * 0.09 ** 0.26 ** Depression 0.35 ** - 0.35 ** Eating problems Self-esteem - -0.16 ** -0.16 ** 0.47 Trait anger 0.03 0.18 ** 0.20 * Depression -0.01 0.24 ** 0.23 ** Body dissatisfaction 0.68 ** 0.68 ** 1) squared multiple correlation * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001, p-value tested by percentile bootstrap method SMC 1) (R 2 ) Fig. 2. Path diagram for hypothetical model. Model fit: χ 2 (p) 0.067(0.796), χ 2 /df 0.067, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.003, RMSEA 0.001. * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001, p-value tested by percentile bootstrap method significant, not significant 을미치는변수는분노 (r = 0.17, p < 0.05), 우울 (β =0.35, p < 0.01) 이다. 섭식장애에직접적인영향을미치는변수는신체불만족 (β = 0.68, p < 0.01) 이며, 이변수들의설명력은 47% 이다. 자존감에서신체불만족 (r = -0.09, p = 0.261) 으로가는경로, 분노에서섭식장애 (r = 0.03, p = 0.629) 로가는경로, 우울에서섭식장애 (β = -0.01, p = 0.932) 로가는경로는통계적으로유의하지않았다 (Table 4). 수정모형의검정가설적모형을수정하기위해수정지수와이론적근거를고려하여경로계수가유의하지않은경로를순차적으로제거하였으며, 최종 5개의경로로수정모형을구성하였다. Fig. 3. Path diagram for modified model. Model fit: χ 2 (p) 1.89(p = 0.756), χ 2 /df 0.47, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.022, RMSEA 0.001. * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001, p-value tested by percentile bootstrap method significant 수정모형의적합도는 χ 2 (p) 1.89 (p = 0.756), χ 2 /df 0.47, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.022, RMSEA 0.001로권장기준을만족시켰다. 37 수정모형의경로도는 Fig. 3과같다. 수정모형의경로계수를분석한결과, 우울에직접적인영향을미치는변수는자존감 (r = -0.44, p < 0.01), 분노 (r = 0.24, p < 0.01) 이고, 신체불만족에직접적인영향을미치는변수는분노 (r = 0.17, p < 0.05), 우울 (β = 0.39, p < 0.01) 이다. 섭식장애에직접적인영향을미치는변수는신체불만족 (β = 0.68, p < 0.01) 이다. 각변수들이매개변수를거쳐섭식장애에영향을미치는간접효과및직접효과를포함한총효과를살펴보면, 자아존중감이우울과신체불만족을매개하여섭식장애에영
620 / 성인초기여성의섭식장애영향요인의경로분석 Table 5. Estimates and effects of predictor variables in modified model Response variables Explanatory variables standardized direct effect standardized indirect effect standardized total effect Depression Self-esteem -0.44 ** - -0.44 ** 0.29 Trait anger 0.24 ** - 0.24 ** Body dissatisfaction Self-esteem - -0.17 ** -0.17 ** 0.22 Trait anger 0.17 * 0.10 ** 0.27 ** Depression 0.39 ** - 0.39 ** Eating problems Self-esteem - -0.12 ** -0.12 ** 0.46 Trait anger - 0.18 ** 0.18 ** Depression - 0.26 ** 0.26 ** Body dissatisfaction 0.68 ** - 0.68 ** 1) squared multiple correlation * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001, p-value tested by percentile bootstrap method SMC 1) (R 2 ) 향을미치는간접효과및총효과 (r = -0.12, p < 0.01) 와분노가우울과신체적불만족을매개하여섭식장애에영향을미치는간접효과와총효과 (β = 0.18, p < 0.01) 는유의하였다. 우울이신체불만족을매개하여섭식장애에영향을미치는간접효과와총효과 (β = 0.26, p < 0.01) 및신체불만족이섭식장애에영향을미치는직접효과및총효과 (β = 0.68, p < 0.01) 는유의하였다. 이변수들의설명력은 46% 이다 (Table 5). 고찰 본연구는선행연구를근거로, 성인초기여성의섭식장애를설명하는가설적모형을구축하여, 섭식장애와영향요인간의인과적경로를탐색하기위해수행되었다. 본연구를통해나타난주요결과를중심으로한논의는다음과같다. 먼저섭식장애점수는평균 8.99점이었으며, 고위험섭식장애가있는것으로판단되는대상자는 9.8% 이었다. 성인초기여성을대상으로섭식장애점수를보고한국내연구가거의없어직접비교는어려우나, 여대생의이상섭식태도점수는 11.8점, 고위험군은 12.6% 로보고한 Choi와 Cheon 19 의결과보다낮았고, Lee 등 12 의평균 7.68점, 5.93% 보다는높아섭식장애비율이점차증가하는경향을보이는것으로고려할수있다. 한편, 성인초기여성을조사한본연구의결과가최근보고된여대생대상의연구결과보다낮아, 19 성인초기여성중에서도여대생등특정집단은섭식장애정도가더심각할수있음을간접적으로유추할수있다. 따라서성인초기여성의섭식장애정도와고위험군비율의변화를지속적으로조사하고이들중섭식장애가심각한특정집단을선별할수있는자료를축적하는후속연구가필요할것으로사료된다. 본연구의가설적모형을검증한결과, 성인초기여성의 섭식장애에직접경로로영향을미치는변수는신체불만족이었으며, 자존감, 분노및우울은섭식장애에간접경로로영향을미쳤다. 먼저, 자존감은우울에직접적인영향을미치고, 우울및신체불만족을매개하여섭식장애에간접적인영향을미치는것으로확인되었다. 이결과는낮은자존감은우울수준을높이고, 신체불만족을악화시켜섭식장애를증가시키는것으로해석된다. 이는 Sarwer 등 26 이여성의자존감은 BMI에관계없이우울, 신체불만족과유의한상관관계가있음을보고한결과와유사하다. 또한, 매개요인을통해간접효과가나타난점도선행연구를지지하는데, Son 15 의연구에서여대생의자존감은신체불만족을매개하여이상섭식장애에영향을미쳤고, 또여대생을대상으로한 Lee와 Oh 5 는자존감이이상섭식행동에미치는직접효과는유의하게나타나지않았으나간접효과는있었다고보고한바있다. 이러한결과는자존감이낮은경우, 자신의신체에대한부정적평가가신체불만족으로나타나섭식장애에영향을미치는것으로고려해볼수있다. 높은자존감은신체에대한민감한반응과왜곡된평가를감소시키는데도움이되므로, 자신의가치를찾아가는일련의노력이섭식장애개선에기여할수있을것으로사료된다. 분노는우울과신체불만족에직접적인영향을미치고, 이를매개로섭식장애에간접적인영향을미치는것으로나타났다. 이는분노정도가심할수록우울과신체불만족수준은높아지고, 섭식장애가심해지는것을의미한다. 선행연구에서, Kim 등 27 은우울증이있는청소년이우울증이없는청소년에비해기질분노점수가높아기질분노와우울증이관련있음을보고하였고, Choi와 Cheon 19 는여대생의상태분노가우울및섭식장애와유의한양의상관관계가있고, 분노표현이섭식태도에영향을미치는유의한변수였음으로보고하여본연구결과를뒷받침하고있다. 한편, 분노가섭식장애에미치는영향은간접경로가
Journal of Nutrition and Health (J Nutr Health) 2017; 50(6): 615 ~ 623 / 621 유의하였는데, 분노가분노표현을매개하여간접적으로식이태도에영향을미친다는선행연구 19 에비춰볼때, 자신이나타인을향한분노가우울로표출되거나신체에대한왜곡된인지를강화시켜섭식장애에부정적인영향을미치는것으로해석된다. 우울이섭식장애에미치는직접효과는유의하게나타나지않았으나, 신체불만족을매개한간접효과는유의하게나타났다. 여고생의우울과섭식장애와의관계연구에서우울은섭식장애의영향요인이었고, 38 여대생의섭식태도관련요인연구에서전공, 키, 몸무게, 종교를통제한후우울은저체중군과정상체중군의섭식태도예측요인으로확인된바있다. 20 또한여대생을대상으로한정서적요인과섭식장애의경로분석연구에서우울이신체불만족을매개하여섭식장애에미치는간접효과가유의하게나타난보고도지지하는결과이다. 24 우울로초래된식욕부진, 수면부족등이섭식장애를악화시키고, 심신의불안정이여성의삶의질을저하시킬수있음을감안하면, 성인초기여성의우울정도에세심한관심을기울일필요가있다. 본연구에서성인초기여성의신체불만족은섭식장애에직접적인영향을미쳐신체불만족이심할수록섭식장애가심해지는것으로나타났다. 이는여대생의체중존중감은 BMI수준에상관없이저체중군, 정상체중군, 비만군의섭식태도를가장강력하게예측하는요인으로보고된결과 20 와여대생의섭식장애에관한구조방정식모델연구에서신체불만족이섭식장애에미치는직접효과가유의한것으로나타난보고 5 를지지하는결과이다. 신체에대한왜곡된인지는섭식행동을병적수준으로악화시키고, 39 악화된섭식장애는신체적, 심리사회적기능을저하시키는악순환으로이어질수있어, 40 체형에대한긍정적인식이섭식행동개선과건강의유지와증진을위해무엇보다필요하다고할수있다. 이상과같이본연구에서는성인초기여성의섭식장애영향요인에대한경로를구성하고, 정서요인과인지요인의복합적인상호작용과인과관계를확인하였다. 이에, 자존감, 분노, 우울과같은정서적취약성이섭식장애의주요한관련요인으로작용하며, 신체불만족의매개작용을거친정서적요인의간접효과가유의하게나타난점은주목할만하다. 이미전반적인자기평가가몸매와체중에지나치게편중되어있고, 자신의신체에대한불만족수준이높은경우, 섭식장애에미치는정서적요인의영향력은더욱확대될수있다. 5 그러므로섭식장애를개선하기위해서는부정적정서를완화하는다양한시도와신체를있는그대로받아들이며신체에대한부정적관심을긍정적방향으로전환시키는노력이병행되어야할것이다. 19 또 한부정적정서를완화하는방법은사회적맥락내에서더효과적인결과로이어질수있으므로, 가족과친구의적극적인지지가필요하며, 적정체중에대한올바른인식을유도하는국가적차원의지원도중요하다. 한편, 자료수집시연구대상자의체중과신장은직접측정하지않고자가보고방법으로조사하였으므로, 산출된 BMI의활용에다소제한이있다. 또한연구대상자의대표성을확보하기위해불특정한 20대여성이가장잘모이는장소에서자료를수집하였으나표집의한계가있어연구결과를일반화하는데제한이있다. 본연구결과를토대로한제언은다음과같다. 첫째, 성인초기여성의건강한신체를위해식사량증가를기본으로한섭식행동의개선과건강에도움이되는수준의신체활동의병행을제안한다. 이는식이요법에만의존하는체중조절의단점을극복하고, 정서적안정을찾는방안으로도활용될수있다. 특히, 가족및친구등의지지체제의활용은건강실천생활을강화시키는긍정적피드백효과로이어질수있다. 둘째, 정서적요인에대한개인의취약성정도를파악해야한다. 특히, 분노와우울수준이높은고위험군선별과이들에대한적합한관리가병행되어야한다. 요약 본연구는성인초기여성의섭식장애를설명하기위해가설적모형을구성하고, 영향요인의효과를확인하고자수행한경로분석연구이다. 2017년 8월, 약 1개월동안 19세 ~29세성인초기여성 193명을대상으로일반적특성, 자존감, 분노, 우울, 신체불만족및섭식장애를자가보고설문지법을이용하여조사하였다. 자료는 SPSS 21.0 프로그램과 AMOS 24.0 프로그램으로통계처리하였다. 수집한자료를분석한결과는다음과같다. 대상자의평균연령은 24.02세이었으며, 변수들의평균은섭식장애 8.99점, 신체불만족 92.05점, 우울 14.96점, 분노 18.99점, 자존감 32.17 점이었다. 또한섭식장애점수 20점을기준으로구분하였을때, 고위험섭식장애대상자는 9.8% 이었다. 섭식장애는신체불만족, 우울, 분노와양 (+) 의상관관계가있었고, 자존감과는음 (-) 의상관관계가있었다. 신체불만족은우울, 분노와양 (+) 의상관관계가있었고, 자존감과는음 (-) 의상관관계가있었다. 우울은분노와양 (+) 의상관관계가있었고, 자존감과음 (-) 의상관관계가있었다. 수정모형의적합도는 χ 2 (p) 1.89 (p = 0.756), χ 2 /df 0.47, GFI 0.99, AGFI 0.99, NFI 0.99, SRMR 0.022, RMSEA 0.001으로나타났다. 각변수들이섭식장애에미치는효과를살펴보면, 자아존중감은우울과신체불만족을매개한간접효과와총
622 / 성인초기여성의섭식장애영향요인의경로분석 효과가유의하였다. 분노는우울과신체불만족을매개한간접효과와총효과가유의하였다. 우울은신체불만족을매개한간접효과와총효과가유의하였다. 신체불만족은직접효과및총효과가유의하였다. 이들변수들에의한설명력은 46% 이다. 따라서성인초기여성의섭식장애개선을위한전략수립에신체불만족, 우울, 분노, 자존감을주요요인으로고려해야함을확인하였다. References 1. World Health Organization. Global action plan for the prevention and control of NCDs 2013-2020 [Internet]. Geneva: World Health Organization; 2013 [cited 2017 Oct 1]. Available from: http://www.who.int/nmh/events/ncd_action_plan/en/. 2. Ministry of Health and Welfare (KR). Healthy plan 2020. Cheongwon: Ministry of Health and Welfare; 2011. 3. Kwon SH. Status of under- and over-nutrition in Korea National Health and Nutrition Examination Survey (KNHANES). Public Health Wkly Rep 2014; 7(48): 1077-1080. 4. Ministry of Health and Welfare (KR). Ministry of Health and Welfare statistical year book 2015. Sejong: Ministry of Health and Welfare; 2015. 5. Lee SS, Oh KJ. 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