본 연구는 서울ㆍ경기에 거주하는 ‘바른 밥상, 밝은 100세’ 식생활 교육프로그램 수강생을 대상으로 응답자가 직접 기입하는 자기 기입식 설문방식을 사용하여 2016년 4월 11일부터 4월 29일까지 설문조사를 실시하였다. 총 350부의 설문지 배포 후 총 336부의 유효 설문지(회수율 96%)를 수거하여 분석에 이용하였다.

본 조사에 사용된 설문지는 건강식생활과 식생활 라이프스타일, 식생활 교육 등에 대한 선행연구(Lee HJ 2011, Kim SH 2013, Lee SM 2013, Lee HW 등 2016, Shim BS 2006, Lee YK 2007, Sim KH 2011, Hong SK 2011)를 토대로 하여 본 연구의 목적에 맞게 수정ㆍ보완하여 구성하였고, 학문적 1차 사전설문조사 결과, 본 설문대상자들의 식생활 교육 추구성향과 식생활 적용을 유형별로 도출하였다.

조사대상자의 일반적 특성은 연령, 직업, 학력, 월소득, 가족형태, 자녀수에 대한 문항으로 구성하였으며, 식생활 교육 추구 성향과 식생활 적용을 유형별로 도출하기 위한 내용으로 구성하였다.

본 연구는 통계자료를 분석하기 위해 SPSS 21.0과 AMOS 21.0 통계 프로그램을 사용하였다. 설문에 응답한 조사대상자의 일반적 특성은 빈도분석을 통해 파악하였고, 척도의 타당도를 검정하고, 요인화하기 위해 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis; EFA)과 신뢰도 검증을 실시하였다. 구조방정식 모형분석을 실시하기에 앞서 요인들 간의 적합도와 구성개념간의 타당도를 알아보기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis; CFA)을 실시하여 적합도 지수를 확인하였고, 집중타당성, 판별타당성, 법칙타당성을 확인하여 구성개념의 타당도를 검증하였다. 본 연구에서 설정한 요인간의 관계구조가 어떻게 되는지 확인하기 위하여 구조방정식 모형 분석을 실시하여 최종 모델을 찾아내 가설을 검증하였다.

본 연구에서는 식생활 교육 추구성향을 지식추구형, 체험추구형, 건강추구형 요인으로 분류하였고, 가정 내 식생활 적용 정도는 적극적 적용, 감성적 적용으로 분류하였다. 이러한 교육추구성향에 따른 식생활 적용이 삶의 질에 미치는 영향을 알아보고자 아래와 같이 가설을 설정하였다.

• H1. 지식추구형 교육 선호 유형은 적극적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H2. 체험추구형 교육 선호 유형은 적극적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H3. 건강추구형 교육 선호 유형은 적극적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H4. 지식추구형 교육 선호 유형은 감성적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H5. 체험추구형 교육 선호 유형은 감성적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H6. 건강추구형 교육 선호 유형은 감성적 적용에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H7. 적극적 적용 유형은 삶의 질에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
• H8. 감성적 적용 유형은 삶의 질에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

위의 가설을 검증하기 위해 Fig. 1과 같이 연구 모형을 설계하였다.

Fig. 1. 
Research model.

조사대상자의 인구통계학적 특성에 대한 분석 결과는 Table 1과 같다.

연령은 40대 132명(39.3%), 30대 129명(38.4%)으로 많아 응답자의 대다수가 30∼40대인 것을 알 수 있었다. 직업은 전업주부가 292명(86.9%), 직장인이 44명(13.1%)으로 나타났다. 학력은 대학교 졸업 이상이 225명(67.0%)으로 가장 많았으며 다음으로 전문대학 졸업 이상 56명(16.7%), 대학원 졸업 이상 34명(10.1%), 고등학교 졸업 이상 21명(6.3%) 순으로 조사되었다. 월소득은 400만 원 이상∼600만 원 이하가 124명(36.9%)으로 가장 많았고, 200만 원 이상∼400만 원 이하가 116명(34.5%), 600만 원 이상 84명(25.0%), 200만 원 이하 12명(3.6%) 순으로 나타났다. 가족형태별로는 핵가족이 305명(90.8%), 확대가족 23명(6.8%)으로 조사되어 응답자의 대다수가 핵가족 형태인 것을 알 수 있었다. 자녀수는 둘이 165명(49.1%)으로 가장 많았고, 다음으로 하나가 105명(31.3 %), 자녀 없음이 38명(11.3%), 셋 이상이 28명(8.3%)으로 조사되었다.

탐색적 요인분석(Exploratory Analysis; EFA)을 이용하여 항목들의 타당성 검증을 실시하였다. 요인추출방법으로 측정된 요인의 선형 결합인 주성분 분석(Principal Component Analysis; PCA)과 직각회전 방식인 베리맥스(Varimax) 방법을 사용하여 분석하였다. 요인분석 모형의 적합성 여부를 파악하기 위해 Bartlett 검증을 실시하였다.

구성개념과 그것을 측정하는 변수 사이의 일치성을 확인하고, 구성개념 타당성을 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다.

모형적합도는 크게 절대적합지수, 증분적합지수, 간명적합지수로 분류되며(Yu JP 2012), 절대적합지수 중 χ²(CMIN), df, GFI(Goodness of Fit Index), RMSEA(Root Mean Squrared Error of Approximation), RMR(Root Mean-squared Residual), 증분적합지수 중 CFI(Comparative Fit Index), TLI(Tucker-Lewis Index)의 적합지수를 이용하였다.

확인적 요인분석을 실시한 결과, 요인부하량이 모두 0.5를 상회하는 것으로 나타났고, t값도 1.965 이상으로 유의한 것을 알 수 있었다. 확인적 요인분석의 적합도를 정리한 Table 5를 살펴보면, χ²=656.66(p<.001, df=284), GFI=0.917, CFI= 0.915, TLI=0.903, RMSEA=0.063, RMR=0.023으로 모두 기준 값을 만족하는 것으로 나타나, 측정항목의 단일 차원성을 수렴하고 있다고 판단된다.

Hair 등(2006)은 측정모형의 잠재변수에 대한 개념타당성(Construct Validity)을 살펴보기 위해서는 집중타당성(Convergent Validity)과 판별타당성(Discriminant Validity)이 검토되어야 한다고 하였다. 다항목으로 구성된 측정모형의 잠재변수에 대한 집중타당성은 개념신뢰도(CR)와 평균분산추출값(AVE)을 이용할 수 있고, 모든 구성 개념의 개념신뢰도는 0.7 이상, 평균분산추출값은 0.5 이상일 때 신뢰성 및 수렴타당성을 확보한다고 할 수 있다.

Table 6은 확인적 요인분석을 통해 요인적재값을 도출하고, CR값, AVE값을 산출한 결과를 나타낸 표이다. 잠재요인의 CR값이 모두 0.7 이상, AVE값이 0.5를 상회함으로써 측정모형의 잠재변수에 대한 집중타당성은 만족스러운 것으로 분석되었다.

판별타당성은 서로 다른 구성개념에 대한 측정을 실시하여 얻게 된 측정값들 간의 차이를 나타내는 정도를 말하며, 잠재변수간의 상관계수의 수치가 낮게 나타나면 판별타당성이 높다고 판단할 수 있다. 판별타당성을 확인하기 위해 3가지 방법(평균분산추출값, 잠재변수 간 상관계수의 신뢰구간, χ² 차이분석)을 이용하였다.

구성개념 간 상관계수와 앞서 계산한 AVE값과 개념신뢰도를 정리한 결과는 Table 7과 같다. 판별타당성 검증을 위한 첫 번째 방법인 AVE>∮2에서 상관관계가 가장 높은 적극적 적용과 감성적 적용간의 상관계수(0.806)를 비교해 본 결과, 감성적 AVE값이 0.645로 ∮2=0.650보다 낮은 것을 제외하고, 모두 AVE>∮2를 충족하여 판별타당성이 있다고 할 수 있다. 두 번째 방법 ∮±2×S.E.는 0.854, 0.758로 1을 포함하지 않으므로 판별타당성이 있는 것으로 나타났다. 세 번째는 비제약 모델과 제약 모델 간의 χ² 차이를 분석하여 두 모델 간 χ² 차이가 유의적(χ²=3.84 이상)으로 나타났으므로 판별타당성이 있다고 할 수 있다(Woo JP 2012).

구조방정식 분석에서 직접효과에 대해서는 표준화계수와 CR값 등을 통해 유의성을 알 수 있지만, 간접효과의 유의성은 따로 제공해 주지 않아 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법을 사용하여 경로의 간접효과 유의성을 분석해 보았다. 부트스트래핑은 대표적으로 다변량 정규분포를 가정할 수 없는 매개모형의 간접효과 신뢰구간과 이를 통한 유의성 검정에 이용하는 안정적인 모수추정 방법(Heo J 2013)으로 부트스트랩 횟수 500번, 신뢰구간 95%로 수행한 결과는 Table 10과 같다.

체험추구 성향은 감성적, 적극적 실생활 적용에 미치는 직접효과가 각각 2.066, 1.87로 유의적으로 나타났고(p<.05), 감성적, 적극적 실생활 적용이 삶의 질에 미치는 직접효과도 유의적으로 분석되어(p<.05), 체험추구 성향이 감성적, 적극적 실생활 적용을 통해 간접적으로 삶의 질에 미치는 경향이 있음을 보여주었다.

Song BG(2010)의 가정에서 이루어지는 체험을 통한 식생활 교육에 대한 연구에서 체험학습의 좋은 점으로 흥미롭다(34.50%), 학습효과가 크다(30.50%), 맞춤학습이 가능하다(23.50%), 이해가 쉽다(11.50%)는 의견이 나타나, 가정에서 체험과 함께 영양교육을 병행하였을 때, 자녀의 편식교정 효과가 더 커질 것이라고 보고하였다. Han JS 등(2015)의 연구에서도 식생활 교육활동이 교육만족도 요인인 ‘학력증진’, ‘심리-정서발달’과 자아존중감에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 식생활 교육활동과 자아존중감이 높은 학생들이 보다 긍정적이고 적극적인 태도를 보인 것으로 나타나, 식생활 교육이 실제로 효과가 있음을 보여주고 있었다. Lee KA(2015)는 학교 외 식생활 교육현황 분석을 통해 각종 체험을 통한 식생활 교육이 환경, 건강, 배려를 교육하고, 가족과 함께 하는 시간을 마련해 주며, 추억을 만드는 기회를 제공하는 등 다양한 시너지효과를 준다고 하였다. 이는 식생활 교육 중 체험이 교육에 도움이 된다는 내용이므로, 다양한 학습 자료와 교수법으로 흥미를 유발할 수 있는 교육이 필요하며, 이론 중심의 영양교육에서 벗어나 다양하고 흥미로운 체험수업으로 교육효과를 높여야 된다는 결과를 예측할 수 있었고, 본 연구의 체험추구 성향이 적극적, 감성적 실생활 적용을 통해 간접적으로 삶의 질에 영향을 미친다는 결과와 유사한 경향을 보임을 알 수 있었다.