본 연구의 대상자는 총 395명으로 여학생이 214명(54.2%), 남학생 181명 (45.8%)이었으며, 2학년이 153명(38.7%), 1학년 136명(34.4%), 3학년 106명 (26.8%)이었다. 대상자의 비만정도는 ‘정상’이 320명(81.0%), ‘과체중 이상’ 57명 (14.5%), ‘저체중’ 18명(4.6%) 순으로 나타났다. 지각된 건강상태는 ‘좋음’이 232 명(58.7%), ‘보통’ 112명(28.4%), ‘나쁨’이 51명(12.9%)이었다. 지각된 스트레스는
‘보통’이 210명(53.2%), ‘많다’ 176명(44.6%)이었으며, 건강행위에 대한 부모의 관심 정도는 ‘보통’이 209명(52.9%)이었다. 대상자의 흡연경험은 ‘없다’가 348명 (88.1%)이었고, 음주경험에서도 ‘없다’가 305명(77.2%)으로 나타났다. 건강정보 습득경로는 인터넷이 291명(73.7%), 텔레비전 232명(58.7%), 가족 208명(52.7%), 학교 120명(30.4%), 기타(SNS, 병원 등)가 85명(21.5%)이었다<표 1>.
(N=395)
B. 측정도구에 대한 타당도·신뢰도 평가
본 연구에서는 측정도구가 심리적 구성개념을 제대로 측정하고 있는지를 평가하는 방법으로 구성타당도를 이용하여 검증하였다. 신뢰도는 요인분석 후 측정도구의 하부요인별, 도구 전체의 신뢰도는 Cronbach’s α 값을 이용하여 평 가하였다.
1. 구성타당도 검증: 탐색적ㆍ확인적 요인분석
본 연구에서 가설적 모형의 간결성과 측정도구의 신뢰도와 타당도를 분석 하기 위해 탐색적·확인적 요인분석을 실시하였다.
탐색적 요인분석에서 초기 고유값과 요인적재값을 통해 동일한 개념을 측 정하는 문항들로 구성되었는지를 확인하였으며(한은경, 2015), 확인적 요인분석 은 최대우도추정법을 이용하여 연구변수의 구성개념과 측정문항 간의 표준화된 요인부하량과 유의수준을 통해 측정항목들이 구성개념을 일관성 있게 잘 측정 하는지 검증하였다(우종필, 2012).
탐색적 요인분석에서 요인적재값 추정은 주성분 분석을, Bartlett 검정과 Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)통계량을 이용하여 수집된 자료의 적합성을 검토하 였다. 회전방식은 요인의 독립성을 유지하면서 요인구조를 회전하는 방법인 직 교회전과 요인의 직교성을 포기하고 단순성이라는 측면에서 요인구조의 해석 그 자체에 더 큰 비중을 두는 사각회전 방법이 있다(강현철, 2013a). 사각회전 을 사용한 경우에는 개별 요인을 해석할 때 다른 요인들과의 관련성을 종합적 으로 고려해야 하는 어려움이 있고 사각회전 요인들 사이에 의미 있는 상관이 관찰되지 않을 때에는(절댓값 .20 이하) 해석의 단순성을 위해 직각회전을 사용
할 수 있다(Fabrigar, Wegener, MacCallum, & Strahan, 1999; Reise, Waller,
서 표준화 요인부하량이 낮은 1문항이 삭제되었다. 5요인의 인지된 사회자본은 탐색적 요인분석에서 5요인으로 묶였고 20문항 중 1문항이 삭제되었으며 확인 적 요인분석에서는 19문항의 표준화 요인부하량이 모두 .50 이상이었다.
단일요인인 자기효능감은 탐색적 요인분석에서 3요인으로 묶였고 10문항 중 설명력이 낮은 1문항이 삭제되었으며 확인적 요인분석에서는 9문항의 표준 화 요인부하량이 모두 .70 이상이었다. 3요인의 자기조절능력은 탐색적 요인분 석에서 3요인으로 묶였고, 13문항 중 설명력이 낮은 1문항과 확인적 요인분석 에서 표준화 요인부하량이 낮은 1문항이 삭제되었다. 6요인의 건강증진행위는 탐색적 요인분석에서 6요인으로 묶였고 53문항 중 설명력이 낮은 25문항과 확 인적 요인분석에서 표준화 요인부하량이 낮은 6문항이 삭제되었다. 이에 따라 총 156문항에서 46문항이 삭제되면서 총 110문항이 공변량 구조분석에 투입되 었다.
본 연구에서는 구조방정식을 적용할 경우 어떤 측정변수를 사용하든지 간 에 1개의 측정변수만 사용하면 측정오차의 영향을 배제하기 어렵고 여러 측정 치에서 얻은 점수는 단일 측정치에서 얻은 점수보다 신뢰도와 타당도가 높은 경향이 있으므로(이현숙, 김수진과 전수현, 2010) 단일요인 자기효능감과 친구 지지 변수에 대해 항목합산(item parceling)을 하였다. 항목합산은 탐색적 요인 분석을 통해 변수들을 몇 개의 요인으로 추출한 다음 추출된 요인을 대상으로 신뢰성과 타당성을 검증한 후 요인별 항목을 합산해서 하나의 지표를 만드는 방법이다(배병렬, 2011; 우종필, 2012; Sweeney, Sontar, & Johnson, 1999). 이 에 따라 자기효능감과 친구지지는 각각 세 개의 측정변수로 나누었다.
2. 신뢰도 검정
모형과 가설을 검증하기에 전에 측정항목이 어느 정도 일관성 있게 측정 되었는지 알아보기 위해 먼저 신뢰도를 검증해야 한다(우종필, 2018). 신뢰도 검증 방법으로 가장 대표적으로 쓰이는 Cronbach’s α 값의 범위는 0과 1사이 며, 일반적으로 신뢰도를 알아보기 위하여 각 변수의 측정항목에 대한 Cronbach’s α 계수를 산출하고 그 값이 .60 이상이면 신뢰성이 있는 것으로 판 단한다(우종필, 2012). 본 연구에서는 탐색적·확인적 요인분석을 실시한 후 각 측정변수의 Cronbach’s α값을 구하였다.
각 변수의 하위영역별 신뢰도 값은 .65 ∼ .96이었으며, 각 변수별 Cronbach’s α 값을 살펴보면, 가족기능의 전체 신뢰도는 .96, 하부요인은 .86
∼.96, 친구지지의 전체 신뢰도는 .89, 하위요인은 .79∼.88, 학교생활환경의 전 체 신뢰도는 .90, 하위요인은 .74∼.86, 지역사회 사회자본의 전체 신뢰도는 .95, 하위요인은 .81∼.90, 자기효능감의 전체 신뢰도는 .90, 하위요인은 .72∼.88, 자 기조절능력의 전체 신뢰도는 .80, 하위요인은 .77∼.85, 건강증진행위의 전체 신 뢰도 .84, 하위요인은 .65∼.83으로 모든 요인이 .60 이상의 신뢰도를 보여 측 정도구의 내적일치도가 충족되어 측정하고자 하는 변수를 측정하고 있음을 확 인하였다<표 2>.
<표 2> 측정변수의 신뢰도
C. 측정변수에 대한 서술적 통계
본 연구의 가설적 모형에서 사용된 관측변수의 서술적 통계 결과는 <표 3>과 같다.
대상자의 가족기능은 4점 만점에 3.10±0.59점이었으며, 친구지지는 5점 만 점에 3.69±0.72점이었다. 학교생활환경은 5점 만점에 3.22±0.61점이었으며, 지역 사회 사회자본은 5점 만점에 2.80±0.77점이었고, 자기효능감은 4점 만점에 2.87±0.48점, 자기조절능력은 4점 만점에 2.96±0.47점, 건강증진행위는 4점 만점 에 2.93±0.35점이었다.
공변량 구조분석에 사용되는 자료는 통상 다변량정규성(multivariate normality)을 가정하므로, 분석하기에 앞서 변수들이 정규성 가정 충족여부를 알아보기 위해 왜도와 첨도를 산출하여 일변량 정규성(univariate normality)을 검토하여 다변량정규성 충족여부를 판단하였다(Kline, 2005). 분포의 정규성은 왜도(Skewness)의 절대값이 2보다 크고, 첨도(Kurtosis)가 7보다 큰 경우 정규 분포를 위반했다고 보는 기준(West, Finch, & Curran, 1995)에 근거하여 분석 하였다. 본 연구에 사용된 측정변수들의 왜도값의 범위는 -0.66∼0.17, 첨도값의 범위는 -0.69∼0.91로 나타났다. 따라서 본 연구에 사용된 모든 측정변수의 왜 도와 첨도의 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않았으므로 일변량 정규성이 유지되 어 공변량 구조분석을 적용하는데 필요한 정규분포의 조건을 충족하였다.
<표 3> 측정변수의 서술적 통계
D. 측정모형에 대한 타당도 평가
본 연구의 가설적 모형에 대한 평가는 2단계로 이루어졌다(Anderson &
Gerbing, 1988). 1 단계로 확인적 요인분석을 통하여 측정모형의 적합도와 타당 성을 검증한 후 2 단계에서 연구자가 인과관계를 설정한 요인간의 관계를 서로 연결한 가설적 모형에 대한 적합도와 경로의 유의성 여부를 판단하였다.
1 단계로 측정모형의 타당도를 평가하는 것은 모형의 구성개념과 그 개념 을 측정하는 변수 사이의 일치성(agreement)에 관한 것으로 구성개념이 측정변 수에 의해서 얼마나 잘 측정되었는지를 나타낸다(우종필, 2012). 본 연구에서는 측정모형과 가설적 모형으로 분리해서 측정모형에 대한 확인적 요인분석을 실 시한 다음 가설적 모형을 검증하였다.
1. 측정모형의 검증
본 연구의 가설적 모형을 검증하기 전에 앞에서 구성한 하위요인 점수를 이용하여 측정모형을 설정하였고, 측정모형의 도해는 자기조절능력의 인지요인 포함여부에 따라 <그림 3>, <그림 4>와 같다.
(A) 측정모형의 적합도 평가
측정모형이 자료에 의해 지지되는지를 평가하기 위해 모형 적합도(model fit)를 활용하였으며, 검증 결과는 <표 4>과 같다.
자기조절능력의 인지요인을 포함하여 검증한 측정모형의 적합도는 χ
2=759.23(df=329, p<.001), χ2/DF=2.31, GFI=.88, AGFI=.85, CFI=.91, TLI=.90,
<표 4> 측정모형의 적합도 지수
구분 χ2(p) DF χ2/DF GFI AGFI CFI TLI RMSEA SRMR
권장기준 - - 1∼3 ≥0.9 ≥0.85 ≥0.9 ≥0.9 ≤0.08 < 0.08
인지포함 759.23
(<.001) 329 2.31 .88 .85 .91 .90 .06 .07
인지제외 648.40
(<.001) 303 2.14 .89 .86 .93 .91 .05 .06
DF(degree of freedom), GFI(Goodness of Fit Index), AGFI(Adjusted Goodness of Fit Index), CFI(Comparative Fit Index), TLI(Turker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation), SRMR(Standardized Root Mean-square Residual )
RMSEA=.06, SRMR=.07로 χ2/DF, AGFI, CFI, TLI, RMSEA, SRMR은 적합도 기준을 충족하였으나 GFI은 적합도 기준을 충족하지 못하였다.
확인적 요인분석에서 표준화된 요인부하량이 매우 낮았던 자기조절능력의
‘인지’요인을 삭제한 후 적합도를 검증하였다. 분석 결과, χ2=648.39(df=303, p<.001), χ2/DF=2.14, GFI=.89, AGFI=.86, CFI=.93, TLI=.91, RMSEA=.05, SRMR=.06로 모든 적합도 지수가 향상되었으며, GFI도 적합도가 향상되어 충 족기준에 근접하였다. 따라서 청소년의 건강증진행위의 측정모형은 적합한 것 으로 나타났다.
<그림 3> 측정모형의 도해(자기조절능력의 ‘인지’ 포함)
<그림 4> 측정모형 도해(자기조절능력의 ‘인지’ 제외)
(B) 측정모형의 타당도 평가
측정모형의 적합도를 평가한 다음 구성개념에 대한 타당도를 평가해야 한 다. 구성개념 타당도는 잠재변수를 측정하는 측정변수들의 일치성 정도를 나타 내는 집중타당도(Convergent Validity)와 서로 독립된 잠재변수 간의 차이를 나 타내는 정도를 의미하는 판별타당도(Discriminant Validity)를 검정하였다.
(1) 집중타당도 검증
집중타당도(수렴타당도)는 잠재변수를 측정하는 측정변수들의 일치성 정 도를 나타내며, 집중타당도를 평가하기 위해 표준화 요인부하량과 유의성, 평균 분산추출값(Average Variance Extracted, AVE), 개념신뢰도(Construct reliability, C.R.)를 확인하였다(우종필, 2012). 집중타당성이 있기 위해서는 표준 화 요인부하량이 최소 .50이상(t≥1.97)으로 중간수준 이상의 상관이 나타날 경 우(Gefen, 2003), 개념신뢰도와 평균분산추출값(Average Variance Extracted, AVE)이 각각 .70과 .50이상일 경우에도 집중타당성이 있다고 간주된다(Fornell
& Larcker, 1981). 본 연구에서는 이 세 가지 방법을 모두 사용하여 검증하였 으며, 자기조절능력의 ‘인지’를 포함하여 분석한 결과는 <표 5>와 같다.
& Larcker, 1981). 본 연구에서는 이 세 가지 방법을 모두 사용하여 검증하였 으며, 자기조절능력의 ‘인지’를 포함하여 분석한 결과는 <표 5>와 같다.