The purpose of this study was to develop and standardize the Korean version of the Parent Mealtime Action Scale(K-PMAS). The parents of typically developing preschool and elementary school children (N=887) ranging in age from 1 to 11 years as well as parents of children with developmental disorders (N=116) completed the PMAS. A subset of the participants were retested for reliability and also completed the Children’s Eating Behavior Inventory- Korean Version (K-CEBI), which was used for assessing validity. The confirmatory factor analysis revealed that the theoretically-based 8-factor structure of PMAS fit the data well. The PMAS scores suggested acceptable levels of internal consistency and test-retest reliability. Validity was also supported by significant correlations between the K-CEBI scores and the differences in K-PMAS scores between the parents of children with developmental disorders and those of typically developing children. The results of one-way ANOVA showed no significant differences in K-PMAS scores between the genders. However, there were significant differences across ages. The means and standard deviations of the PMAS scale scores are provided. Clinical and research implications as well as limitations are discussed.
2010년 7월부터 2011년 1월까지 전국의 만 1세부터 11세의 정상발달 아동을 둔 부모를 대상으로 서울과 경기 지역의 어린이집, 탁아소, 유치원, 초등학교 그리고 온라인상의 양육정보 공유 사이트를 통해 설문을 수집하였다. 총 904명의 자료가 수집되었으며, 이 중 167명은 온라인으로, 737명은 오프라인으로 수집되었으며 전체 문항 중 10% 이상 응답하지 않은 문항이 있거나, 성별, 연령 등의 기본정보가 빠진 17명을 제외하여 총 887명의 자료가 사용되었다. 응답자 887명 중 842명(94.9%)은 아동의 어머니, 40명(4.5%)은 아동의 아버지, 5명(0.6%)은 기타 양육자였다. 총 842명 중 769명이 타당도 측정을 위하여 K-CEBI(Korean Children’s Eating Behavior Inventory; CEBI)를 작성하였으며, 이 중 45명은 신뢰도 측정을 위하여 4주에서 8주 후 재검사를 실시하였다. 응답자 자녀의 평균 연령은 5.1세(SD = 3.0)이며, 남아 460명(51.9%), 여아 427명(48.1%)이다(표 1). 이와 함께 PMAS의 변별타당도를 확인하기 위해서 만 2세에서 10세까지의 발달장애아동 116명의 부모를 대상으로 동일한 자료를 수집하였다(표 1).
연구대상의 성별, 연령별 분포
부모의 식사 중 행동평가 척도 (PMAS; Parent Mealtime Action Scale). 부모의 식사 중 행동평가 척도는 아동의 식사와 관련된 부모의 행동을 통해 아동의 식습관 및 체중 변동을 설명하기 위해 개발되었다(Hendy et al., 2008). 본 척도의 사용을 위해 먼저 미국의 PMAS 원저자에 게 검사 사용에 대하여 허락을 받고, Brislin(1970)의 3단계 과정을 거쳐 번역하였다. 먼저, 한국어와 영어를 이중 모국어로 사용하는 대학원생이 일차적으로 모든 문항을 한국어로 번역하였다. 그 다음 영어를 모국어로 습득한 임상심리학 전공 석사가 역 번역을 한 후, 임상심리 전문가가 번역에 대한 타당성을 검토하였다. 마지막으로 국어국문학 박사에게 윤문을 받은 후, 연구팀에서 각 문항에 대해 최종 결정을 내렸다.
본 척도는 9요인, 총 31개의 문항으로 구성되어 있고, 각 문항은 1점에서 3점(1=전혀, 2= 때때로, 3= 항상)까지의 리커트 척도로 측정한다. 도구의 특성상 총점은 구하지 않으며 각 하위요인에 해당하는 문항의 점수를 합한 후 문항의 개수로 나눈 평균점수를 계산한다. 원 저자의 연구에서는 하위 척도 별 내적 일치도가 .42-.81로 나타났으며 본 연구에서는 .55-.85로 나타났다.
아동 섭식행동 검사 (K-CEBI; Korean Children’s Eating Behavior Inventory). PMAS의 타당도를 확인하기 위해 Archer, Rosenbaum, Streiner(1991)가 개발하고 김혜진 등이 표준화 작업을 한 아동 섭식행동검사(K-CEBI)를 진행하였다. CEBI는 부모를 대상으로 만 1세에서 12세의 자녀를 양육하는 부모를 대상으로 아동의 섭식 및 섭식행동을 측정하는 척도로 총 27개의 문항으로 구성되어 있다. 모든 문항은 1점부터 5점까지의 리커트 척도로 측정되며 총점과 함께 각 요인에 해당되는 문항의 점수의 합을 문항의 개수만큼 나눈 요인별 평균 값도 제시된다. 이 척도는 식사 중 부모의 스트레스, 전반적 식사문제, 식사시 문제행동, 상차림 돕기, 금지식품 섭취의 총 5가지 하위요인으로 구성되어 있다. 검사 신뢰도는 김혜진 등(2008)의 연구에서는 .86으로, 본 연구에서는 .76으로 나타났다.
본 연구는 연구의 소속 대학교 심리학과 연구심의위원회(Department Review Committee)의 승인을 받은 뒤, 본교 연구윤리심의위원회(Institutional Review Board)에서 후 승인을 받았다. 설문은 두 가지 방식으로 진행되었는데, 오프라인 상에서 종이로 인쇄된 설문지를 이용하거나 온라인 설문이 가능한 홈페이지(www.surveymonkey.com)를 통해 응답을 수집하였다. 참가자들은 PMAS 설문지와 함께 한국형 아동 섭식행동 검사지(K-CEBI; Korean Children’s Eating Behavior Inventory)에 대하여 응답하였고, 연구 참여에 대한 보상으로 우편이나 이메일로 개별 설문결과를 받았다.
본 연구의 통계분석은 SPSS 21.0 for windows와 Mplus를 사용하였으며 다음과 같은 과정을 거쳐 진행하였다. 우선 Mplus를 이용하여 확인적 요인분석을 통해 원저자가 제시한 9요인구조가 적합한지 확인하였다. 다음으로 본 검사 도구의 신뢰도를 구하기 위하여 Cronbach’s alpha를 산출하였고, 검사 재검사 신뢰도를 위해 상관계수를 측정하였다. 또한 공인타당도를 파악하기 위해 검사도구와 상관이 있는 K-CEBI의 하위 상관관계를 탐색하였고 변별타당도를 검증하기 위해 발달장애 아동을 가진 부모와 정상집단 아동의 부모의 차이를 t검증을 통해 알아보았다. 마지막으로 아동의 성별 및 연령에 따라 부모의 식사 중 행동에서 차이가 있는지를 살펴보기 위하여 각 문항에 대한 평균 및 표준편차를 구하였다.
한국판 PMAS의 요인구조를 파악하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 본 연구에서는 원척도의 연구결과에 근거하여 한국판 PMAS의 내적 구조를 파악하기 위해 원 척도개발에서 제안된 9요인구조를 모델로 확인적 요인분석을 실시한 결과 이 모델의 합치도는 Chi square=866. 550(
한국어판 PMAS 모형의 적합도
[표 3.] 한국어판 PMAS 요인 및 문항별 상관분석
한국어판 PMAS 요인 및 문항별 상관분석
PMAS의 신뢰도 검증을 위해 27개의 문항과 각 하위 척도 별로 Cronbach’s Alpha계수를 구하였다. 그 결과 총 문항의 합치도 계수는 .68로 나타났으며, 각 하위척도의 합치도 계수는 표 4와 같다. 이와 함께 본 검사가 시간적으로 안정성을 가지는지 알아보기 위하여 평균 4주에서 8주 간격으로 45명의 응답자를 대상으로 재검사를 실시하였다. 두 측정치들에 대한 상관분석을 진행한 결과, 각 요인 간의 평균 상관계수는 .60으로 나타났다. 이는 수용 가능한 신뢰도의 기준인(Cohen, 1988) .50을 넘는 수치로써, PMAS의 검사-재검사 신뢰도가 양호함을 보여준다(표 4).
[표 4.] PMAS의 요인별 합치도 계수 및 검사-재검사
PMAS의 요인별 합치도 계수 및 검사-재검사
수렴타당도. 부모의 식사 중 행동이 아동의 식사 문제와 유의한 관계를 보인다는 선행연구(Benton, 2004; Faith, Scanlon, Birch, Francis, & Sherry, 2004) 에 따라, 아동의 섭취문제 평가 도구인 K-CEBI의 총점과 PMAS의 각 요인 점수의 상관을 알아 본 결과 모든 요인에서 CEBI의 총점과 유의미한 상관관계가 보고되었으며 이를 표 5에 제시하였다(
K-PMAS와 K-CEBI의 상관계수
변별 타당도. PMAS의 변별타당도를 알아보기 위하여 더욱 심각한 섭취문제를 빈번하게 보고하는 발달장애집단과 정상집단의 PMAS 응답을 t검증을 통해 비교하였다. 분석 결과, PMAS의 과일 채소 섭취, 부모의 간식섭취 및 음식의 다양성을 제외한 모든 하위요인에서 두 집단 간의 유의미한 차이가 나타났다(표 6).
[표 6.] 정상집단과 발달장애집단의 하위 척도 t검증
정상집단과 발달장애집단의 하위 척도 t검증
인구통계학적 변인에 따른 차이. 우선, PMAS의 하위 척도 점수가 성별에 따라 차이를 보이는지 알아보기 위해 t검정을 시행한 결과 모든 하위척도에서 남녀의 차이가 유의미하지 않았다. 따라서 PMAS의 하위요인에서 성차가 유의미하지 않다고 보고 남아와 여아를 통합하여 PMAS의 하위 척도 점수에 연령에 따른 차이가 있는지를 확인하기 위해 변량분석을 실시하였다. 참가 대상자들을 Edwards와 Liu(2002)가 제안한대로 만 3세 미만을 걸음마기로(만1-2세, 212명), 5세 이하는 유아기로(만3세-5세, 330명) 그리고 그 이후의 연령은 학령기로(만 6세-11세, 345명) 나누어 세 집단을 비교하였다. 분석 결과, 모든 하위 요인에서 다음과 같은 연령 집단에 따른 유의미한 차이가 발견되었다. 연령 집단 별 PMAS의 각각의 하위척도에 대한 평균과 표준편차를 표 7에 제시하였다.
[표 7.] PMAS의 연령집단별 하위 척도에 대한 평균과 표준편차 및 변량분석
PMAS의 연령집단별 하위 척도에 대한 평균과 표준편차 및 변량분석
본 연구에서는 부모가 식사 중 취하는 행동을 통해 아동의 식습관 및 체중 변동을 설명하는 도구인 부모의 식사 중 행동척도(PMAS)를 표준화하였다. 연구 결과 첫째, 내적 일치도와 검사-재검사 신뢰도, 수렴타당도 및 변별타당도가 양호하게 나타났다. 둘째, 원 도구에서 제시한 9요인 구조 중 특식제공 요인을 제외한 8요인 구조가 국내에 보다 적합한 것으로 확인되었다. 셋째, 자녀의 연령에 따른 부모 섭식행동의 평균과 표준편차를 제시함으로써 표준화 정보를 제시하였다. 본 연구의 함의 및 시사점은 다음과 같다.
첫째, 한국형 부모의 식사 중 행동을 측정하는 한국어판 PMAS는 심리측정적으로 안정적으로 나타났다. 먼저 전체 문항의 내적 일치도(Cronbach’s α)는 .68, 각 요인별 문항 내적 일치도는 .55-.85로 문항 간 동질성이 양호한 검사로 확인되었다. 4-8주 간격으로 실시된 검사-재검사 신뢰도는 대체로 수용 가능한 수준으로 나타났으나 8개 중 2개의 하위요인에서 검사-재검사 신뢰도가 우수한 신뢰도의 판단기준인 .50(Cohen, 1988) 이하로 나타났다. 객관적인 수치로 보면 이 도구의 심리측정적인 안정성을 위협하는 낮은 요인임은 분명하지만, 원 개발 논문 역시 비슷한 수치(Hendy et al., 2008)(
수렴타당도 확인을 위해 실시한 K-CEBI의 총점 및 부모스트레스 요인과 K-PMAS의 하위요인들 간의 상관관계는 통계적으로 유의미한 수준으로 나타났다. 특히 빈번하게 사용될 경우 아동의 섭취문제를 강화시킬 수 있다고 알려진 부모의 보상사용 및 섭취주장 요인과(Newman & Taylor, 1992; Ventura & Birch, 2008) CEBI 총점의 정적상관이 높게 나타났다. 이는 본 도구가 아동의 섭취문제와 관련된 한국 부모의 식사 중 행동을 측정하는 데 타당함을 보여준다. 단, 아동이 잘 먹지 않는 음식에 긍정적인 감정을 연합시켜 섭취하도록 타이르는 PMAS의 긍정적 설득요인과 CEBI의 부모스트레스 요인 간에는 유의한 상관관계가 나타나지 않았다. 이는 긍정적 설득이 강제로 먹이기나 혼내기와 달리(김혜진 외, 2008) 식사 중 아이와의 갈등을 최소화 하면서 음식 섭취를 장려할 수 있어 부모의 스트레스를 증가시키지 않지만, 여전히 먹지 않는 아이를 먹여야 하는 상황이므로 스트레스를 감소시키지도 않기 때문으로 보인다.
변별타당도 확인을 위해 정상발달 아동보다 심각하고 빈번하게 섭식문제를 보고(이어진, 정경미, 진혜경, 2011)하고 식사 시간에 공격적인 행동이나 주의 산만한 행동을 자주 보이는(Ammaniti, 2004 Ambruzzi, Lucarelli, Cimino, & D’Olimpio, 2004) 발달장애 아동의 부모를 대상으로 설문을 실시하고 차이를 검증하였다. 그 결과, 과일 채소 섭취, 부모의 간식섭취 및 음식의 다양성을 제외한 모든 하위척도에서 두 집단 간 차이가 관찰되었는데, 이는 PMAS가 두 집단 변별에 좋은 도구임을 알려주는 동시에, 두 집단 간 부모의 섭식과 관련된 양육에 차이가 있음을 다시 한 번 확인 해준다. 특히, PMAS의 간식제한, 섭취주장 등의 요인에서 나타나는 집단 간 차이는 발달장애 아동을 둔 부모가 정상발달 아동의 부모보다 통제적인 양육행동을 많이 한다는(Jones & Passey, 2005; 이숙자 & 오수성, 2006) 기존의 연구결과를 지지한다. 본 연구에서 밝혀진 PMAS의 안정적인 별별 타당도는 추후 발달장애를 위한 연구에서 활발하게 이용됨으로써 이들의 섭식 행동과 관련된 객관적이고 다각적인 차원의 이해를 증진시킬 수 있을 것으로 기대된다.
둘째, 요인분석 결과, K-PMAS는 원척도의 9요인 구조(Hendy, 2008) 중 특식제공을 제외한 8 요인구조가 가장 적합한 것으로 나타났다. 해외 도구를 표준화 하는 경우 원도구와 동일한 요인구조를 유지하는 것이 일반적이나(Fox, 1983), 본 연구에서는 여러 수치상 가장 적절하고 국내 문화에 적합하다고 판단된 8 요인구조를 선택하였다. 제외된 특식제공 요인은 총 4개 문항(2. 아이에게 준 음식과 같은 것을 나도 먹었다, 3. 아이와 함께 식사 자리에 앉긴 했지만 나는 먹지 않았다, 11. 아이를 위해 가족과는 다른 특별한 식사를 준비하였다, 31. 아이가 식사할 때 접시에 각각의 음식을 조금씩 놓아주었다)으로 구성된다. 본 연구에서 요인분석 결과 특식제공 요인이 추출되지 않은 것은 문화적인 차이에서 비롯된 것으로 보인다. 예를 들어 국내에서는 부모가 옆에 앉아 아동의 섭취행동을 도와주는 행위가 익숙하므로 3번과 31번 문항에 해당하는 행동이 특식제공으로 해석되지 않을 가능성이 높다. 오히려 이 과정에서 아이가 보상으로 생각하는 언어적 칭찬 등을 제공할 기회가 많아(Orrell-Valente, Hill, Brechwald, Dodge, Pettit, & Bates, 2007), 이 문항들이 보상제공과 같은 다른 요인으로 해석될 가능성이 높다. 나머지 2번과 11번 문항의 경우, 상관이 낮을 뿐 아니라(r=.04) 하위 요인의 문항수가 2개 이하인 경우 요인으로서의 큰 의미가 없으므로(장현, 장은석, 1998) 특식제공요인을 제외하였다. 본 연구에서의 8 요인구조는 특식제공요인을 제외하고는 원척도에서 제공한 9요인과 동일하므로 비교 문화 연구에 활용될 수 있다.
셋째, 자녀의 성별 및 연령에 따라 부모의 식사 중 행동이 달라진다는 기존의 연구에 근거하여(Blissett, Meyer, & Haycraft) 본 연구에서는 원도구 연구와는 다르게 PMAS의 연령별 평균과 표준편차를 제시함으로써 개별 부모의 섭식행동 수준을 평가할 수 있게 하였다. 본 연구에서는 부모의 양육행동이 자녀의 발달단계에 따라 매우 다른 양상을 보이며 걸음마기에서 유아기, 학령기로 갈수록 통제적인 양육방식이 줄어든다는 기존의 연구 결과(Edwards & Liu, 2002)를 기반으로 하여, 아동을 연령에 따라 3 집단으로 나누어 부모들의 섭식행동을 비교하였다. 규준 작성을 위해 요인별 점수를 분석한 결과 아동의 연령에 따른 부모의 섭식 행동에서 차이가 나타났다. 예를 들어, 부모들은 아동이 학령기일 때 보다 걸음마기 및 유아기일 때 간식을 제한하고 섭취를 주장하는 양육방식을 더 많이 보였다. 이러한 결과는 자녀의 연령이 증가 할 수록 아이의 행동을 감시(monitoring), 제한(restriction)하고 개입(involvement)하는 양육방식이 줄어든다(McMahon, Wells, & Kotler, 1998)는 기존의 연구결과와 일치한다. 반면 아동의 성별에 따른 차이는 나타나지 않았는데 이는 아들보다 딸에게 섭식에 대한 통제를 더 많이 한다는 기존의 연구 결과(Blissett, Meyer, & Haycraft)와 일치하지 않는 부분이다. 추후 연구를 통해 이러한 차이가 문화적 차이 때문인지, 혹은 다른 이유가 있는 것인지에 대한 원인 파악이 이루어질 필요가 있다. 아동의 식습관 및 체중은 부모의 양육행동에 큰 영향을 받기 때문에(Yperman & Vermeersch, 1979) 섭식에 문제가 있는 경우 아동에 대한 개입과 함께 부모의 식사 관련 행동을 정확하게 평가하고 대책을 세워야 한다(Enten & Golan, 2008). 본 연구에서 제시하는 평균과 표준 편차는 추후 임상현장에서 식습관 및 체중 문제를 가진 자녀의 부모들이 보이는 식사 중 행동을 개별적으로 평가하는데 유용하게 사용될 수 있을 것이다. 이 규준은 정상발달에서 발달장애에 이르기까지 모든 아동 및 청소년의 체중 및 식습관과 관련된 부모의 행동을 살피는데 유용할 뿐 아니라, 최근 문제가 되고 있는 소아 청소년 비만 문제의 원인 등을 파악하는 연구에 유용한 정보를 제공할 수 있다.
본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 오프라인 및 온라인 설문방식을 통해 다양한 지역의 표본을 포함하기는 하였으나 서울 및 경기 지역의 표본이 높은 비율을 차지하고 있다. 또한 인구통계학적인 측면에서 보면, 대부분의 양육자의 학력이 고졸 또는 대졸이며, 경제적으로 중산층에 해당하지만 결측치가 많아 표본에 대한 정확한 이해가 어렵다. 더불어, 온라인 참가자의 경우 인터넷 사용에 익숙한 참가자의 참여가 높았을 가능성이 있다. 따라서 추후 표집의 대표성을 확보하여 보다 정확한 자료 수집을 통한 보완이 필요하다. 둘째, 본 연구는 자녀의 연령 및 성별에 따른 부모의 식사 중 행동에 대한 차이만을 검증하였다. 그러나 기존 연구에 따르면 부모의 성별에 따라서도 섭식과 관련된 양육행동에 차이가 나타났는데 어머니에 비해 아버지가 섭취주장과 같은 단호한 양육방식을 더 많이 사용하였다(Hendy et al., 2009). 따라서 추후에 자녀의 아버지와 어머니 모두를 참가자로 모집하고 부, 모의 섭식 양육행동을 비교하여 부모의 섭식 양육행동에 대한 이해를 높이는 것이 필요하다. 셋째, 국내에 아동의 섭식과 관련된 부모 요인을 측정하는 표준화된 도구의 부재로 본 도구의 타당성을 효과적으로 검증하는데 어려움이 있었다. 추후에는 본 도구의 표준화 작업을 시작으로 아동의 체중 및 식습관에 유의미한 영향을 주는 부모의 행동을 측정할 수 있는 도구의 개발이 이루어져야 할 것이다.
