The effects of obesity intervention programs for adolescents in Korea: A systematic review and meta-analysis^†

2018, 29

3)

689–703

청소년 비만 중재프로그램의 효과: 체계적 문헌고찰과 메타분석 ^†

기

ᆷ영아

¹

²

³

1제주대학교 간호대학 간호학과 · ²국립기상과학원·³대구대학교 수리빅데이터학부

ᄌ ᅥ

ᆸᄉ ᅮ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 3ᄋ ᅯ ᆯ 7ᄋ ᅵ ᆯ, ᄉ ᅮᄌ ᅥ ᆼ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 5ᄋ ᅯ ᆯ 17ᄋ ᅵ ᆯ, ᄀ ᅦᄌ ᅢ ᄒ ᅪ ᆨᄌ ᅥ ᆼ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 5ᄋ ᅯ ᆯ 21ᄋ ᅵ ᆯ

요 약

ᄇ

ᅩ ᆫ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄋ ᅴ ᄆ ᅩ ᆨᄌ ᅥ ᆨᄋ ᅳ ᆫ ᄎ ᅥ ᆼᄉ ᅩᄂ ᅧ ᆫ ᄃ ᅢᄉ ᅡ ᆼ ᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫ ᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢᄑ ᅳᄅ ᅩᄀ ᅳᄅ ᅢ ᆷᄋ ᅴ ᄒ ᅧ ᆫᄒ ᅪ ᆼᄋ ᅳ ᆯ ᄑ ᅡᄋ ᅡ ᆨᄒ ᅡᄀ ᅩ ᄀ ᅳ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄅ ᅳ ᆯ ᄋ ᅡ ᆯᄋ ᅡᄇ ᅩᄀ ᅵ ᄋ ᅱᄒ ᅡ ᆷᄋ ᅵ ᄃ

ᅡ. ᄀ ᅥ ᆷᄉ ᅢ ᆨᄋ ᅥᄂ ᅳ ᆫ ‘ᄎ ᅥ ᆼᄉ ᅩᄂ ᅧ ᆫᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫᄀ ᅪ ᄒ ᅭᄀ ᅪ’ ᄄ ᅩᄂ ᅳ ᆫ ‘ ᄒ ᅡ ᆨᄉ ᅢ ᆼᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫᄀ ᅪ ᄒ ᅭᄀ ᅪ’ᄅ ᅳ ᆯ ᄉ ᅡᄋ ᅭ ᆼ ᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄀ ᅩ, 1993ᄂ ᅧ ᆫᄇ ᅮᄐ ᅥ 2016ᄂ ᅧ ᆫᄁ ᅡᄌ ᅵ ᄇ ᅩ ᄀ

ᅩ ᄃ ᅬ ᆫ ᄀ ᅮ ᆨ ᄂ ᅢ ᄂ ᅩ ᆫᄆ ᅮ ᆫ ᄎ ᅩ ᆼ 39ᄑ ᅧ ᆫᄋ ᅳ ᆯ ᄇ ᅮ ᆫᄉ ᅥ ᆨᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄀ ᅡᄌ ᅡ ᆼ ᄆ ᅡ ᆭᄋ ᅵ ᄎ ᅳ ᆨᄌ ᅥ ᆼᄃ ᅬ ᆫ ᄇ ᅧ ᆫᄉ ᅮ 5ᄀ ᅡᄌ ᅵᄂ ᅳ ᆫ ᄎ ᅦᄌ ᅮ ᆼ, ᄎ ᅦᄌ ᅵᄇ ᅡ ᆼᄅ ᅲ ᆯ, ᄌ ᅮ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄌ ᅵᄇ ᅡ ᆼ, ᄀ ᅩ ᄆ ᅵ

ᆯᄃ ᅩᄌ ᅵᄃ ᅡ ᆫᄇ ᅢ ᆨ ᄏ ᅩ ᆯ ᄅ ᅦᄉ ᅳᄐ ᅦᄅ ᅩ ᆯ, ᄎ ᅦᄌ ᅵ ᆯᄅ ᅣ ᆼᄌ ᅵᄉ ᅮ ᄉ ᅮ ᆫ ᄋ ᅵᄋ ᅥ ᆻᄃ ᅡ. ᄃ ᅢᄇ ᅮᄇ ᅮ ᆫ ᄋ ᅴ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄋ ᅦᄉ ᅥ ᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢ ᄌ ᅥ ᆫᄀ ᅪ ᄇ ᅵᄀ ᅭᄒ ᅡᄋ ᅧ ᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢ ᄒ ᅮᄋ ᅦ ᄀ ᅳ ᆼ ᄌ ᅥ

ᆼᄌ ᅥ ᆨᄋ ᅵᄀ ᅩ ᄋ ᅲᄋ ᅴᄒ ᅡ ᆫ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄀ ᅡ ᄒ ᅪ ᆨ ᄋ ᅵ ᆫᄃ ᅬᄋ ᅥ ᆻᄀ ᅩ, ᄀ ᅭᄌ ᅥ ᆼᄃ ᅬ ᆫ ᄑ ᅭᄌ ᅮ ᆫ ᄒ ᅪ ᄃ ᅬ ᆫ ᄑ ᅧ ᆼᄀ ᅲ ᆫ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄏ ᅳᄀ ᅵᄂ ᅳ ᆫ ᄆ ᅩᄃ ᅮ ᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆫ ᄉ ᅮᄌ ᅮ ᆫ ᄋ ᅵᄋ ᅥ ᆻᄃ ᅡ. ᄎ ᅮᄀ ᅡᄅ ᅩ ᄆ

ᅦᄐ ᅡᄒ ᅬᄀ ᅱᄇ ᅮ ᆫᄉ ᅥ ᆨᄋ ᅳ ᆯ ᄉ ᅮᄒ ᅢ ᆼᄒ ᅡᄋ ᅧ ᄐ ᅩ ᆼ ᄀ ᅨᄌ ᅥ ᆨ ᄋ ᅵᄌ ᅵ ᆯᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅳ ᆯ ᄒ ᅪ ᆨ ᄋ ᅵ ᆫᄒ ᅡᄀ ᅩ, ᄌ ᅮᄋ ᅭ ᄌ ᅩ ᆼᄉ ᅩ ᆨᄇ ᅧ ᆫᄉ ᅮᄃ ᅳ ᆯ ᄋ ᅴ ᄉ ᅡᄌ ᅥ ᆫ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄏ ᅳᄀ ᅵᄀ ᅡ ᄉ ᅡᄒ ᅮ ᄒ ᅭᄀ ᅪ ᄏ

ᅳᄀ ᅵᄋ ᅦ ᄋ ᅧ ᆼᄒ ᅣ ᆼᄋ ᅳ ᆯ ᄆ ᅵᄎ ᅵᄀ ᅩ ᄋ ᅵ ᆻᄋ ᅳ ᆷᄋ ᅳ ᆯ ᄒ ᅪ ᆨ ᄋ ᅵ ᆫᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄇ ᅩ ᆫ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄂ ᅳ ᆫ ᄎ ᅥ ᆼᄉ ᅩᄂ ᅧ ᆫᄀ ᅵ ᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫ ᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢ ᄑ ᅳᄅ ᅩᄀ ᅳᄅ ᅢ ᆷᄋ ᅴ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄅ ᅳ ᆯ ᄂ ᅩ ᇁ ᄋ ᅵᄀ ᅵ ᄋ

ᅱᄒ ᅢ ᄑ ᅳᄅ ᅩᄀ ᅳᄅ ᅢ ᆷᄃ ᅳ ᆯ ᄋ ᅴ ᄌ ᅥ ᆫᄇ ᅡ ᆫᄌ ᅥ ᆨᄋ ᅵ ᆫ ᄀ ᅮᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅭᄉ ᅩᄋ ᅪ ᄒ ᅧ ᆼᄐ ᅢᄅ ᅳ ᆯ ᄀ ᅩᄎ ᅡ ᆯᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄋ ᅵᄂ ᅳ ᆫ ᄎ ᅥ ᆼᄉ ᅩᄂ ᅧ ᆫᄀ ᅵ ᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫᄋ ᅳ ᆯ ᄋ ᅨᄇ ᅡ ᆼᄒ ᅡᄀ ᅩ ᄀ ᅪ ᆫ ᄅ ᅵᄒ ᅡ ᆯ ᄉ

ᅮ ᄋ ᅵ ᆻᄂ ᅳ ᆫ ᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢ ᄑ ᅳᄅ ᅩᄀ ᅳᄅ ᅢ ᆷᄋ ᅴ ᄒ ᅭᄀ ᅪᄅ ᅳ ᆯ ᄎ ᅬᄌ ᅥ ᆨᄒ ᅪᄉ ᅵᄏ ᅵᄀ ᅵ ᄋ ᅱᄒ ᅢ ᄑ ᅵ ᆯᄋ ᅭᄒ ᅡ ᆫ ᄀ ᅳ ᆫ ᄀ ᅥᄀ ᅵᄇ ᅡ ᆫᄋ ᅴ ᄌ ᅵᄎ ᅵ ᆷᄋ ᅳ ᆯ ᄌ ᅦᄀ ᅩ ᆼ ᄒ ᅡ ᆯ ᄀ ᅥ ᆺᄋ ᅵᄃ ᅡ.

ᄌ

ᅮᄋ ᅭᄋ ᅭ ᆼ ᄋ ᅥ: ᄆ ᅦᄐ ᅡᄇ ᅮ ᆫᄉ ᅥ ᆨ, ᄇ ᅵᄆ ᅡ ᆫ, ᄎ ᅥ ᆼᄉ ᅩᄂ ᅧ ᆫ, ᄒ ᅡ ᆨᄉ ᅢ ᆼ.

1. 서론 ᄌ

ᅵ난 40년 사이에 아동과 십대 청소년의 비만율은 전 세계적으로 10배가량 증가되었다 (Financial Times, 2017; NCD Risk Factor Collaboration, 2017). 이미 세계 인구의 30% 정도가 과체중또는비 ᄆ

ᅡᆫ으로, 현재 추세대로라면 2030년에는세계 성인인구의 절반가량이 과체중또는비만을가지게될 것 ᄋ

ᅵ며 (McKinsey Global Institute, 2014), 비만은세계가 직면한 가장 심각한 공중보건문제 중하나이 ᄃ

ᅡ (Hill, 2006). 우리나라의 경우 초·중·고등학생들의 비만율은 2012년 12.3%에서 2016년 16.5%로 꾸 주

ᆫ히 증가하고 있으며, 주요결과 ‘주 1회 이상 음료수 섭취율’, ‘주 1회 이상 패스트푸드 섭취율’과 ‘아 치

ᆷ식사를거르는비율’은학년이 올라갈수록 증가하고, ‘주 3일 이상 격렬한 신체활동비율’은고학년으 ᄅ

ᅩ 갈수록감소하고 있는것으로 조사되었다 (Ministry of Education, 2017). ‘청소년건강행태온라인조 ᄉ

ᅡ’에서도 비만율은 2005년 8.2%에서 2016년 12.8%로 1.56배 증가되었고, 아침식사 결식률과 패스트 ᄑ

ᅮ드 섭취율이 증가 추세에 있으며 신체활동 실천율은감소 추세에 있음을확인할 수 있다 (Ministry of Education과 Ministry of Health and Welfare, Korea Centers for Disease Control and Prevention, 2016).

†

ᄋ ᅵ ᄂ ᅩ ᆫᄆ ᅮ ᆫᄋ ᅳ ᆫ 2017 ᄒ ᅡ ᆨᄂ ᅧ ᆫᄃ ᅩ ᄌ ᅦᄌ ᅮᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅭ ᄀ ᅭᄋ ᅯ ᆫᄉ ᅥ ᆼᄀ ᅪᄌ ᅵᄋ ᅯ ᆫ ᄉ ᅡᄋ ᅥ ᆸᄋ ᅦ ᄋ ᅴᄒ ᅡᄋ ᅧ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄃ ᅬᄋ ᅥ ᆻᄋ ᅳ ᆷ

1

(63243) ᄌ ᅦᄌ ᅮᄐ ᅳ ᆨᄇ ᅧ ᆯᄌ ᅡᄎ ᅵᄃ ᅩ ᄌ ᅦᄌ ᅮᄉ ᅵ ᄌ ᅦᄌ ᅮᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄅ ᅩ 102, ᄌ ᅦᄌ ᅮᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅭ ᄀ ᅡ ᆫᄒ ᅩᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅪ, ᄌ ᅩᄀ ᅭᄉ ᅮ.

2

(63568) ᄌ ᅦᄌ ᅮᄐ ᅳ ᆨᄇ ᅧ ᆯᄌ ᅡᄎ ᅵᄃ ᅩ ᄉ ᅥᄀ ᅱᄑ ᅩᄉ ᅵ ᄉ ᅥᄒ ᅩᄇ ᅮ ᆨ ᄅ ᅩ 33, ᄀ ᅮ ᆨᄅ ᅵ ᆸᄀ ᅵᄉ ᅡ ᆼᄀ ᅪᄒ ᅡ ᆨᄋ ᅯ ᆫ, ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄉ ᅡ.

3

ᄀ ᅭᄉ ᅵ ᆫᄌ ᅥᄌ ᅡ: (68453) ᄀ ᅧ ᆼᄉ ᅡ ᆼᄇ ᅮ ᆨ ᄃ ᅩ ᄀ ᅧ ᆼᄉ ᅡ ᆫᄉ ᅵ ᄌ ᅵ ᆫᄅ ᅣ ᆼᄋ ᅳ ᆸ ᄃ ᅢᄀ ᅮᄃ ᅢᄅ ᅩ 201, ᄃ ᅢᄀ ᅮᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅭ ᄉ ᅮᄅ ᅵᄇ ᅵ ᆨᄃ ᅦᄋ ᅵᄐ ᅥᄒ ᅡ ᆨᄇ ᅮ ᄐ ᅩ ᆼ ᄀ ᅨ·ᄇ ᅵ ᆨᄃ ᅦᄋ ᅵᄐ ᅥ ᄌ

ᅥ ᆫᄀ ᅩ ᆼ, ᄌ ᅩᄀ ᅭᄉ ᅮ. E-mail: [email protected]

ᄋ

ᅡ동과 청소년 시기의 비만은 60∼85% 정도가 성인기 비만 및 합병증발생으로 진행될수 있으며, 성 ᄋ

ᅵᆫ기 비만으로 이어지지 않을경우라도 질병의 이환율 증가에 상당한 영향을미치게된다 (Choi, 2016;

Csabi 등, 2000; Kiess 등, 2001; Kiess 등, 2006; Ruxton, 2004) 특히 청소년 시기의 비만은성인병의 ᄋ

ᅯ

ᆫ인이될 뿐아니라 생리적 기능을저하시키고, 부정적인 신체상, 위축,자존감 및 주의집중저하 등정 ᄉ

ᅥ적 기능에 부정적인 영향을미치게된다 (Fisberg 등, 2004; Kim 등, 2002; Lee와 Kim, 2011; Jung ᄃ

ᅳᆼ, 2010; Seo, 2015). 이러한 비만은대부분의 사회에 엄청난 사회경제적 부담을가져다주는데, 비만으 ᄅ

ᅩ 인한 경제적인 비용발생은연간 2조 달러 이상으로 추산된다 (Fisberg 등, 2004; McKinsey Global Institute, 2014). 우리나라에서도 비만과관련한 질환으로 약 1조 3,638억원의 사회경제적 비용이 유발 ᄃ

ᅬ는것으로확인되어 심각한 사회문제라고 할 수 있다 (Jung 등, 2010).

ᄇ

ᅵ만은체지방의 초과로 정의되는데, 발생 요인으로는유전적·내인적 요인과환경적·외인적 요인이 서 ᄅ

ᅩ 복잡하게 연관되어 있다 (Fisberg 등, 2004; Hill, 2006; Kiess 등, 2001; Kiess 등, 2006; Ruxton, 2004). 의학적 측면에서도 경도비만은치료성공률이 높은데 비해 중등도 이상의 비만은치료가 매우 어 려

ᆸ다 (Fisberg 등, 2004; Lee, 1996). 따라서 비만의 예방 및 조기 발견과 조기 치료가 매우 중요하 ᄆ

ᅧ, 이를위해서는조절이 가능한환경적 요인에 대한 다학문적인 접근이 필수적이다 (Kiess 등, 2001;

Kiess 등, 2006; Ruxton, 2004). 특히, 서구화된식습관이 증가되고 있고 신체활동기회는감소되고 있 느

ᆫ우리나라 청소년의 현실을고려할 때, 비만의 예방과관리를위해 조절이 가능한환경적 측면을기반 ᄋ

ᅳ로 한 비만 중재 프로그램의 개입이 중요하다고 할 수 있다.

ᄒ

ᅧᆫ재 국내에서는아동과 청소년의 비만이 성인기 비만으로 이행되는것을예방하기 위한 일환으로 다 ᄋ

ᅣᆼ한 비만 중재 프로그램이 수행되었고 이에 대한 메타분석 연구가 수행되어 연구결과를 종합한 바 있 ᄃ

ᅡ. 특히 아동에 대해서는 과체중 및 비만아동을 대상으로 비만관리 프로그램에 대한 메타분석 연구 (Kim, 2012; Sung 등, 2013; Lee와 Baek, 2012)가 수행되었고, 아동부터 성인을모두 연구대상자로 포 ᄒ

ᅡᆷ한 메타분석 연구 (Kim 등, 2007; Lee, 2007)가 수행되어 운동요법이나 영양교육을포함한 중재방법 ᄋ

ᅴ 유의미한 효과가확인된바 있다. 청소년을대상으로 한 연구는비만 청소년의 운동요법을 중심으로 ᄒ

ᅡᆫ 메타분석 연구 (Kim과 Cheon, 2016; Lee와 Koh, 2016)가 수행된바 있다.

ᄄ

ᅡ라서 본연구는청소년기 비만 중재 프로그램의 효과를 높이기 위해 운동요법에만 한정하지 않은전 ᄎ

ᅦ 프로그램들의 전반적인 구성요소와 형태를구체적으로 고찰하여 국내환경에 적합한 청소년 비만 중 ᄌ

ᅢ프로그램의 기초자료를 제공하고자 한다. 이는청소년기 비만을예방하고관리할 수 있는 중재 프로 ᄀ

ᅳ램의 효과를최적화시키기 위해 필요한근거기반의 지침을제공하고, 나아가 성인기 비만으로의 이환 으

ᆯ차단하고관련 합병증 발병을최소화할 수 있을것이며, 구체적인 비만 예방 및관리 프로그램을 구 서

ᆼ하는근거 자료로활용될수 있을것이다.

보

ᆫ연구의 목적은 국내 청소년들의 비만 중재프로그램의 효과를검증한 실험연구들을 체계적으로 분 ᄉ

ᅥᆨ하여 종속변수에 따른 프로그램의 종합적인 효과를 파악하고자 함이다. 구체적인 목적은다음과 같 ᄃ

ᅡ.

처

ᆺ째, 각 연구들의 일반적 특성을파악한다.

ᄃ ᅮ

ᆯ째, 각 연구논문에 대해 주요 종속변수별 메타분석을시행한다.

ᄉ

ᅦᆺ째, 메타회귀분석을 통해 통계적 이질성 요인을파악한다.

2. 연구방법론 보

ᆫ연구는 PRISMA (preferred reporting items for systematic reviews and meta-analysis)지침에 ᄀ

ᅳᆫ거하여 청소년을대상으로 비만 중재프로그램을적용한 국내 실험연구들을 분석, 고찰한 메타분석 연 ᄀ

ᅮ이다 (Kim 등, 2011; Liberati 등, 2009). 논문은 PICOS (population, intervention, comparison,

outcome, study design)기준에 의거하여 선정하였다 (Kim 등, 2011). 구체적인 기준은청소년을 대 ᄉ

ᅡᆼ으로 수행된비만 중재프로그램을적용하고 그 효과를검증한 국내 연구 (검색사이트 상 2017년 9월 어

ᆸ데이트 기준) 중에서 1) 연구대상 (P)은청소년 및 중·고등학생, 2) 중재방법 (I)은비만 중재프로그 래

ᆷ을 실험중재로 수행한 연구, 3) 대조군 (C)은 실험중재를 받지 않은연구, 4) 결과 (O)는 실험중재 ᄒ

ᅮ 프로그램의 효과를 측정한 연구, 5) 연구유형 (S)은무작위대조연구 또는 비무작위대조연구를 수행 ᄒ

ᅡᆫ 학술지 연구로, 실험군과 대조군의 효과크기를산출하는데 필요한 통계수치 (평균,표준편차)를보고 ᄒ

ᅡᆫ 연구로 한정하였다. 따라서 조사연구나 효과크기를산출할 수 없는연구, 단일 초록, 보고서나 학술 ᄃ

ᅢ회 자료집, 학위논문 등의 연구는배제되었다.

ᄋ

ᅧᆫ구대상 논문의 질 평가에는한국보건의료연구원 (national evidence-based healthcare collaborat- ing agency)의 RoBANS (risk of bias for nonrandomized studies) 도구를사용하였다 (Kim 등, 2011).

ᄇ

ᅡᆼ법론적 질 평가는연구자 2인이 각각 수행한 후 교차 점검하였으며, 일치되지 않은 사항에 대해서는 ᄋ

ᅯ

ᆫ문을검토한 후 합의를 통한 재평가를하였다.

ᄀ ᅮ

ᆨ내에서 청소년을 대상으로 제공된 비만 중재프로그램에 대한 연구를 찾기 위해 문헌 검색 전 PubMed의 MeSH DB 검색을 통해 청소년 대상 비만 중재프로그램이 표현되는 MeSH 용어와 관련 ᄋ

ᅭ

ᆼ어를확인하였다. 검색 키워드는 ‘청소년비만’ 또는 ‘학생비만’과 ‘효과’로 하여 한국교육학술정보원 (RISS),한국학술정보 (KISS)의 데이터베이스 검색을한 결과 476편이 검색되었고, Google Scholar와 ᄎ

ᅡ

ᆷ고문헌 검토를 통해 10편을 추가 확인하여 총 486편에 대해 연구목록을 1차 작성하였다. 중복된 문 ᄒ

ᅥᆫ과 관련 없는 문헌 228편을제거하고, 258편의 문헌에 대하여 제목과 초록을검토하여 PICOS 기준 ᄋ

ᅦ 따라 203편 (대상자가 부합되지 않는연구 145편, 중재방법이 부합되지 않는연구 10편, 비실험연구 33편, 대조군이 없는연구 4편, 결과치를알 수 없는연구 2편, 학술대회자료 9편)의 문헌을배제하였다.

ᄆ

ᅡ지막으로 55편의 문헌은전문을확보하여 적합성을검토한 결과 16편의 문헌이 배제되어, 총 39편의 무

ᆫ헌이 최종 분석에 사용되었다. 문헌의 검색은 2명의 연구자가 독립적으로 자료를검색하고 선정하였 ᄋ

ᅳ며, 일치되지 않는부분에 대해서는 원문을함께 검토하여 최종선택하였다 (Figure 2.1).

Figure 2.1 Flow of studies included from database search

처

ᆼ소년을대상으로 제공된비만 중재프로그램 연구의 특성은 13문항 (연구설계, 프로그램 구성, 대상 ᄌ

ᅡ, 표본크기, 표본크기 계산, 주요 중재자, 중재명, 중재기간, 중재횟수, 중재시간, 종속변수, 결과, 동

지

ᆯ성검정)의 틀을사용하여 분석하였고, 중재기간과 중재시간은평균치로 조사하였다. 이 는연구가 갖 느

ᆫ 속성에 대한 설명뿐만 아니라 효과크기의 이질성 분석을위한 중요 변인이다.

ᄎ

ᅩᆼ 39편의 연구논문을 대상으로 R 프로그램의 “meta” 패키지를이용하여 청소년 대상의 비만 중재 ᄑ

ᅳ로그램 실험연구들의 효과크기를 산출하였다. 각 연구의 표본크기가 크지 않아 교정된 표준화된 평 규

ᆫ효과크기 (corrected standardized mean difference; SMD)를계산하였다. 평균효과크기를계산하기 ᄋ

ᅱ해 각 효과크기의 분산의 역수를가중치로 주었다. 메타분석을위한 연구논문들의 연구방법, 표본, 중 ᄌ

ᅢ방법 등이 서로 다양하므로 무선효과모형 (random effect model)을적용하였다.

ᄋ

ᅧᆫ구의 동질성여부는전체관찰된 분산인 Q값에 대한 카이제곱검정을하였다. 각 연구 간 분산의 비 유

ᆯ을 나타내는 I²값도 추가적으로 산출하였다. 일반적으로 Q통계량의 유의확률이 0.1이하이고, I²이 50%를넘으면 연구논문간 이질성이 높다고 해석된다 (Higgins와 Green, 2011). 연구결과가 이질적인 겨

ᆼ우 메타 회귀분석을활용하였다.

보

ᆫ 연구는 소속기관의 생명윤리심의위원회 (Institutional Review Board)의 정식 심의 후 심의면제 ᄅ

ᅳᆯ받았다 (****-IRB-2016-029).

3. 연구결과 ᄇ

ᅩᆫ연구에서 청소년을대상으로 한 비만 중재 프로그램의 효과를 측정한 실험연구 39편의 특성을 분 ᄉ

ᅥᆨ한 결과는다음과 같다 (Table 3.1).

ᄋ

ᅧᆫ구설계는 비동등성대조군전후설계가 37편, 비동등성대조군전후시차설계가 2편이었다. 각각의 연 ᄀ

ᅮ들은 신체 구성 (체지방량, 체지방율, 제지방량, 체질량지수 등), 신체 사이즈 (체중, 신장, 허리둘레, ᄀ

ᅡ슴둘레 등), 혈액검사 (중성지방, 총콜레스테롤,고밀도지단백 콜레스테롤, 저밀도지단백 콜레스테롤, 혀

ᆯ당 등), 혈압, 운동능력, 심폐기능, 심리적변인 (신체상, 자아존중감 등), 비만지식, 혈관기능, 비만 ᄋ

ᅨ방행위, 식습관, 운동량, 운동습관, 운동시간, 에너지섭취량, 자율신경기능을 측정하였다. 가장 많이 ᄎ

ᅳᆨ정된 종속변수 5개는체중 (Body weight [BW]),체지방률 (Body fat percentage [BFP]), 중성지방 (Triglyceride [TG]),고밀도지단백 콜레스테롤 (HDL cholesterol [HDL-C]), 체질량지수 (Body mass index [BMI]) 순으로, 연구대상자는 총 1,006명 (실험군 506,대조군 500)이었다.

ᄉ

ᅥᆫ택한 39편의 논문에 대해 RoBANS (Kim 등, 2011)를이용한 방법론적 질 평가를 한 결과, ‘대상 ᄀ

ᅮᆫ비교가능성’, ‘대상군선정’, ‘중재 측정’, ‘평가자의 눈가림’, ‘결과 평가’와 ‘선택적 결과 보고’는 분 ᄉ

ᅥᆨ한 모든연구가 비뚤임 위험이 낮았다. ‘교란변수’ 항목에서는 13편의 연구에서관련 언급이 없어 불 화

ᆨ실하다고 판단하였고, 나머지 26편은비뚤임 위험이 낮았다. ‘불완전한 결과자료’ 문항에서는 5%이 ᄉ

ᅡᆼ의 철회 및 탈락률이 보고된 연구가 12편확인되어 비뚤임 위험에 대해 불확실하다고 판단하였고, 나 ᄆ

ᅥ지 27편의 연구는비뚤임 위험이 낮았다.

보

ᆫ연구에서 청소년을대상으로 한 비만 중재 프로그램은 1993년부터 2016년까지 총 39편이 수행되 ᄋ

ᅥᆻ고, 중재 프로그램의 구성은단일요법이 28편 (운동 24, 미술치료 1, 피드백 1, 건강기능제품섭취 1, 지

ᆸ단상담 1), 운동과 심리적 중재 또는 운동과 식이요법 등두 가지 이상을병행한 복합요법이 11편 있 ᄋ

ᅥᆻ다. 대상자로는 과체중 또는비만 청소년 대상연구가 36편, 일반 청소년 대상연구가 3편으로, 중학 새

ᆼ이 27편, 고등학생이 9편, 청소년 (중·고등학생확인 불가)이 3편을 차지하였다. 표본크기는 실험군 7∼67 (mean: 13.0)명, 대조군 7∼66 (mean: 12.8)명으로 구성되었고, 표본크기를산출한근거를제시 ᄒ

ᅡᆫ 연구가 3편 있었다. 주요 중재자는체육전공자가 33편, 보건교사가 3편, 간호사가 2편, 미술치료사 ᄀ

ᅡ 1편 있었고, 중재 프로그램은 4∼24주/주당 1∼14회/1회당 30∼100분에 걸쳐 수행되었다. 가장 많 ᄋ

ᅵ 측정된 종속변수는 BW, BFP, TG, HDL-C, BMI 순으로, 대부분의 연구에서 유의미한 결과 변화가 이

ᆻ었다 (Table 3.2).

Table 3.1 Characteristics of Included Studies (N=39)

Variable Category mean sd

Published year

1993 1 26

2000 1 2.6

2001 4 10.2

2002 1 2.6

2004 1 2.6

2005 1 2.6

2006 3 7.7

2007 3 7.7

2008 2 5.1

2009 1 2.6

2010 8 20.4

2011 3 7.7

2012 7 17.9

2013 2 5.1

2016 1 2.6

study disign Non-equivalent control group pre-post test design 37 94.9 Non-equivalent control group non-synchronized design 2 5.1

Outcome variables*

Body composition (Body fat percentage, Body mass index, etc.) 31 79.5 Physical characteristics (Height, Weight, Waist circumference, etc.) 29 74.4 Blood test (Triglyceride, HDL-cholesterol, LDL-cholesterol, Glucose, etc.) 29 74.4

BP 10 25.6

Physical fitness 9 23.1

Cardiorespiratory function 6 15.4

Psychological variables 5 12.8

Knowledge of obesity 2 5.1

Vascular function 2 5.1

Autonomic function 1 2.6

Exercise time 1 2.6

Metabolic equivalent task 1 2.6

Obesity prevention behavior 1 2.6

Nutritional habits 1 2.6

Exercise habits 1 2.6

Total energy intake 1 2.6

Participants Experimental group (total N=506) mean : 13.0

Control group (total N=500) mean : 12.8

∗

Multiple response

ᄎ

ᅦ계적인 연구결과를얻기 위해 실험군과 대조군의 표본수, 평균그리고 표준편차를이용한 교정된 ᄑ

ᅭ준화된 평균효과크기를계산하여 프로그램의 종속 변인 중 가장 주된 변수인 BW, BFP, TG, HCL- C, BMI를살펴보았다.

ᄆ

ᅥᆫ저 BW을다룬 29편의 연구에 대해 사전효과를 분석한 결과 논문간 이질성은 Q=16.73 (p=0.974), I²=0으로 없었다. 평균효과크기는 0.066 (95% CI: -0.089, 0.222)이고 Z=1.120 (p=0.262)이므로 실 ᄒ

ᅥ

ᆷ군과 대조군사이의 BW 차이가 없었다. 중재 프로그램에 따른사후효과를 분석한 결과의 숲그림은 Figure 2.2이다. 연구 간 이질성을위한 Q=40.28 (p=0.063)이고 I²가 30.5%로 연구 간 사후효과크기 느

ᆫ 동질하였다. 통합된효과크기는 -0.340 (95% CI: -0.529, -0.151)으로 중재 프로그램이 BW 감소에 ᄒ

ᅭ과적인 것으로 확인되었다 (Z=-3.53, p<0.001). 추가로 사전실험의 효과크기와 사후실험 효과크기 ᄋ

ᅴ 상관계수는 0.766 (p<0.001)으로 매우 높은상관성을보였다. 사전효과크기와 연구대상자를 독립변 ᄉ

ᅮ로 메타회귀를 실시한 결과는 Table 3.3이다. 청소년과 중학생의 회귀계수가 모두 양수이고 통계적으 ᄅ

ᅩ 유의미하므로, 중재 프로그램은고등학생의 BW 감소에 가장 효과적이었다 (Qm=33.559, p<0.001;

Table 3.2 Descriptive Summary of Selected Studies

First Sample sizes Interventions

ID Author Subjects Exp. Con. Pro- Weeks/No. of Outcome

(year) (n) (n) vider sessions/Min variables

1 Kim

O, FMS 9 7 PET 14/2/97.5 BW, BFP, TG,

(1993) HDL-C, BMI

2 Jung

O, FHS 10 10 PET 8/3/60 Non-main

(2000) variables

3 Heo

O, MMS 12 9 PET 12/4/60 BW, BFP,

(2001) TG, HDL-C

4 Kim

O, MMS 7 7 PET 4/5/60 BW, BFP,

(2001) TG, HDL-C

5 Oh

O, FHS 8 8 PET 8/3/60 BFP, BMI

(2001)

6 Sung

O, MMS 16 16 PET 8/3/45 BW, BFP

(2001)

7 Kwon

O, MMS 7 7 PET 16/4/100 BW, BFP

(2002)

8 Kim

FHS 10 10 AT 4/1.5/100 Non-main

(2004) variables

9 Kim

O, FMS 14 13 N 12/6/50 BW, BFP,

(2005) TG, HDL-C

10 Kim

MMS, FMS 67 66 SHT 4/1/40 Non-main

(2006) variables

11 Kwon

O, MMS 15 16 PET 12/4/45 BW, BFP, TG,

(2006) HDL-C, BMI

12 Seong

O, MMS 12 12 PET 8/4/30 BW

(2006) 13 Jang

O, FHS 15 15 PET 8/3/42.5 BW, BFP, TG,

(2007) HDL-C, BMI

14 Jeon

O, FMS 12 10 PET 12/4/35 BW, BFP,

(2007) BMI

15 Kim

O, FMS 12 12 PET 12/4/52.5 BW, BFP, TG,

(2007) HDL-C, BMI

16 Kim

O, FHS 13 13 PET 12/3/60 BW, BFP,

(2008) TG, HDL-C

17 Oh

Ov & O, FMS 7 7 PET 12/3/42.5 TG, HDL-C

(2008) 18 Park

O, FMS 18 19 PET 12/1/60 BW, BFP,

(2009) TG, HDL-C

19 Ha

O, MMS 12 12 PET 12/14/- BW, BFP, TG,

(2010) HDL-C, BMI

20 Kang

Ov & O, MMS 10 10 PET 12/5/60 BW, BFP, TG,

(2010) HDL-C, BMI

21 Kim

O, MMS 10 10 PET 12/5.5/55 BW, BFP, TG,

(2010) HDL-C, BMI

22 Ko

O, MMS 10 12 PET 9/4/42.5 BW, BFP,

(2010) BMI

23 Kwon

O, FHS 11 10 PET 8/3/65 BFP

(2010)

24 Lim

O, FMS 13 16 SHT 4/2.5/50 Non-main

(2010) variables

Table 3.3 Descriptive Summary of Selected Studies

First Sample sizes Interventions

ID Author Subjects Exp. Con. Pro- Weeks/No. of Outcome

(year) (n) (n) vider sessions/Min variables

25 Shin

Ov, MA 7 8 PET 24/3/60 BW, BFP, TG,

(2010) HDL-C, BMI

26 Yoon

O, MMS 10 10 PET 12/3/75 BW, BFP, TG,

(2010) HDL-C, BMI

27 Chung

FA, MA 18 17 N 8/1/50 BW

(2011)

28 Kim

O, MMS 10 10 PET 12/4.5/70 BW, BFP,

(2011) BMI

29 Yang

O, MMS 9 9 PET 12/5/60 BW, TG,

(2011) HDL-C

30 Hong

O, MHS 9 9 PET 12/5/50 TG, HDL-C

(2012) 31 Hwang

O, A, 7 7 PET 12/4.5/70 BW, BFP,

(2012) BMI

32 Kim

O, MMS 10 10 PET 16/4/80 BW, BFP, TG,

(2012) HDL-C, BMI

33 Kim

O, MMS 7 7 PET 10/3/45 BW, BFP

(2012) 34 Lee

O, MMS 10 10 PET 12/3/50 BW, TG,

(2012) HDL-C, BMI

35 Shin

Ov & O, MMS 9 9 PET 12/3/55 BW, BFP, TG,

(2012) HDL-C, BMI

36 Yoon

O, MMS 10 10 PET 12/3/75 Non-main

(2012) variables

37 So

O, MHS 15 14 PET 12/5/60 BW, BFP, TG,

(2013) HDL-C, BMI

38 Yang

O, MMS 10 10 PET 12/3/55 BW, BFP, TG,

(2013) HDL-C, BMI

39 Jun

O, FHS 35 33 SHT 6/1/45 BFP, BMI

(2016)

Con.=Control group; Exp.=Experimental group; O=Obesity; Ov=Overweight; FMS=Female middle school stu- dents; MMS=Male middle school students; FHS=Female high school students; MHS=Male high school students;

FA=Female adolescents; MA=Male adolescents; A=Adolescents; AT=Art therapist; N=Nurse; PEI=Psysical ed- ucation teacher; SHT=School health teacher; BW=Body weight; BFP=Body fat percentage; TG=Trigylcerides;

HDL-C=High density lipid cholesterol; BMI=Body mass index

Qr=6.719, p=0.999).

BFP를 다룬 28편의 연구의 사전효과크기를 분석한 결과 논문 간 이질성이 존재하였다 (Q=40.91, p=0.042; τ²=0.065, I²=0.34). ID 3 (SMD=2.071, 95% CI: 0.962, 3.180)과 ID 38 (SMD=-1.243, 95% CI: -2.220, -0.267)이 유의미한 차이를보여 중재 프로그램의 효과를살펴보는데 제외되었다. ID 3과 ID 38을제외한 연구 26편의 사전 평균효과크기는 0.096 (95% CI: -0.064, 0.256)으로 실험군과 ᄃ

ᅢ조군의 BFP는차이가 없었다 (Z=1.18, p=0.239). 연구의 이질성을 위한 Q는 21.50 (p=0.665)으 ᄅ

ᅩ 연구 간 효과크기는 동질하였다 (τ²=0, I²=0). 중재 프로그램에 따른 BFP의 효과는 Figure 2.2이 ᄃ

ᅡ. 26편의 평균효과크기는 -0.64 (95% CI: -0.87, -0.40)로 중재 프로그램이 BFP 감소에 도움이 되 ᄋ

ᅥᆻ다 (Z=-5.37, p<0.001). 그러나 연구 간 효과크기가 이질적이어서 (Q=51.36, p=0.001; τ²=0.158;

I²=0.51), 매우 강한 음의 효과크기를 보이는 ID 21 (SMD=-3.13)과 ID 23 (SMD=-3.34)을제외하 ᄀ

ᅩ 24편을 분석하였다 (Figure 2.2). 통합된 평균효과크기는 ?0.502 (95% CI: -0.671, -0.333)로 중

(a) BW

(b) BFP

(c) TG

(d) HDL-C

(e) BMI

Figure 3.1 The forest plot of main variables

ᄀ

ᅡᆫ크기의 효과를 보였고 (Z=-5.82, p<0.001), 연구 간 효과크기는 동질하였다 (Q=22.95, p=0.464;

τ² <0.001, I²=0). BFP를다룬 24편의 사전효과크기와 사후효과크기의 상관계수는 0.696이고 메타회 ᄀ

ᅱ분석을 실시한 결과는 Table 3.3이다.

혀

ᆯ액검사 가운데, TG를다룬연구 22편의 사전 평균효과크기는 0.198 (95 % CI: -0.089, 0.484)로 실 ᄒ

ᅥ

ᆷ군과 대조군의 차이가 없었지만, I²=0.56이고 τ²=0.263으로 연구간 이질성이확인되었다 (Q=47.99, p<0.001). ID 16은강한 양의 효과크기 (SMD=2.382, 95% CI: 1.341, 3.424)를 보이고, ID 32는 강 ᄒ

ᅡᆫ 음의 효과크기 (SMD=-2.582, 95% CI: -3.833, -1.330)를보여 분석에서 제외시켰다. 20편의 연구에 ᄉ

ᅥ TG의 사전효과크기는 동질적이며 (Q=12.15, p=0.879; τ²=0, I²=0), 평균효과크기는 0.197 (95%

CI: 0.007, 0.388)로 약한 효과크기를보였다 (Z=2.03, p=0.042). 중재 프로그램에 따른 TG의 효과 ᄂ

ᅳᆫ Figure 2.2이다. 중재프로그램이 TG에 미친 평균효과크기는 -0.458 (95% CI: -0.716, -0.200)이고 (Z=-3.48, p<0.001), I²는 41.4% (Q=32.44, p=0.028)로 이질성이 있었다. 이질성을 해결하기 위해 ᄉ

ᅡ전효과크기와 연구대상자를 독립변수로 메타회귀를 실시한 결과는 Table 3.3이다. 청소년과 중학생 ᄋ

ᅴ 회귀계수가 모두 양수이고 통계적으로 유의미하므로, 비만 중재 프로그램은고등학생의 TG 감소에 ᄀ

ᅡ장 효과적이었다 (Q^m=21.188, p<0.001; Qr=11.249, p=0.794).

혀

ᆯ액검사 가운데, HDL-C를 측정한 22편의 사전 평균효과크기는 ?0.187 (95% CI: -0.369, -0.005)로 ᄋ

ᅣ

ᆨ한 효과크기를보였다 (Z=-2.02, p=0.044). 연구간 이질성을검정하기 위한 Q는 24.28 (p=0.280)이 ᄀ

ᅩ I²는 13.5%로 연구 간 효과크기는 동질하였다. 중재프로그램 적용한 사후 평균효과크기는 0.402 (95% CI : 0.151, 0.654)로 중재프로그램이 HDL-C를 높이는효과가 있었다 (Z=3.13, p=0.002). 하지 ᄆ

ᅡᆫ HDL-C의 중재 후 효과는연구 간 이질적이었다 (Q=49.95, p<0.001; τ²=0.152, I²=58%). ID 32의 ᄒ

ᅭ과크기가 5.781 (95% CI: 3.599, 7.965)로 다른 연구에 비해 상대적으로 효과크기가 커서 분석에서 ᄌ

ᅦ외하였다. ID 32를제외한 21편의 분석결과, 평균효과크기는 0.335 (95% CI: 0.118, 0.552)로 유의 ᄆ

ᅵ한 향상을보였다 (Z=3.03, p=0.003) (Figure 2.2). I²는 23.6%이고 Q는 26.18 (p=0.160)로 연구 겨

ᆯ과는 동질하였다. HDL-C의 사전효과크기와 사후효과크기의 상관계수는 0.493 (p=0.023)으로 사전 ᄒ

ᅭ과크기가 사후효과크기의 약 89.6%를설명하고 있다 (Qm=6.299, p=0.012; Qr=19.660, p=0.415) (Table 3.3).

BMI 결과가 포함된 20편의 사전 평균효과크기는 0.147 (95% CI: -0.036, 0.330)로 실험군과 대조 구

ᆫ의 BMI가 통계적으로 유의미한 차이가 없었다 (Z=1.57, p=0.116). 이질성을 검정하기 위한 Q는 13.67 (p=0.802)이고 I²는 0이므로 중재프로그램 전 BMI의 실험군과 대조군차이에관한 연구결과는 ᄃ

ᅩᆼ질하였다. 중재프로그램을적용한 사후 평균효과크기는 -0.575 (95% CI: -0.865, -0.285)로 중재프로 ᄀ

ᅳ램이 BMI를 낮추는효과를보였다 (Z=-3.89, p<0.001). 그러나 총 분산에서 연구간 분산이 차지하 느

ᆫ비율인 I²는 74.9%이고 Q=103.78 (p<0.001)로 연구 결과의 이질성이 높았다. 강한 음의 효과크 ᄀ

ᅵ를 보이는 ID 21 (SMD=-2.131, 95% CI: -3.276, -0.986)과 ID 13 (SMD=-2.102, 95% CI: -3.018, -1.187)을 제외한 18편의 사후 평균효과크기는 -0.406 (95% CI: -0.643, -0.169)으로 중간효과크기를 ᄇ

ᅩ였다 (Z=-3.36, p<0.001). I²는 23.7%이고 Q는 22.29 (p=0.174)로 연구의 효과크기는 동질하였다 (Figure 2.2). 사전효과크기와 사후효과크기의 상관계수는 0.639 (p=0.004)이고 사전효과크기는 사후 ᄒ

ᅭ과크기의 약 50.6%를설명하고 있다 (Q^m=5.754, p=0.017; Qr=15.392, p=0.496) (Table 3.3).

4. 논의 보

ᆫ연구에서는청소년을대상으로 비만 중재 프로그램을적용한 국내 실험연구 39편을고찰하여, 가 ᄌ

ᅡᆼ 많이 측정된주요변수인 체중, 체지방률, 중성지방, 고밀도지단백 콜레스테롤,체질량지수의 유의미 ᄒ

ᅡᆫ 효과를확인하였다. 이에 본연구결과를바탕으로 향후 국내 고등학생 대상 비만 중재프로그램의 연

Table 3.4 The result of meta regression

estimate s.e. Z p 95% C.I.

BW

intercept -1.200 0.243 -4.942 <.001 (-1.676, -0.724) SMD (pre) 1.160 0.257 4.520 <.001 (0.657, 1.663) Adolescent 1.061 0.352 3.017 0.003 (0.372, 1.750) Middle 0.836 0.260 3.211 0.001 (0.326, 1.346) BFP intercept -0.601 0.092 -6.532 <.001 (-0.782, -0.421)

SMD (pre) 0.719 0.232 3.096 0.002 (0.264, 1.175)

TG

intercept -1.393 0.260 -5.353 <.001 (-1.904, -0.883) SMD (pre) 0.765 0.302 2.529 0.011 (0.172, 1.357) Adolescent 0.402 0.658 0.611 0.541 (-0.888, 1.692) Middle 0.921 0.280 3.286 0.001 (0.372, 1.470) HDL-C intercept 0.425 0.104 4.085 <.001 (0.221, 0.629) SMD (pre) 0.598 0.238 2.510 0.012 (0.131, 1.066) BMI intercept -0.505 0.121 -4.176 <.001 (-0.741, -0.268)

SMD (pre) 0.678 0.283 2.399 0.017 (0.124, 1.232)

ᄀ

ᅮ방향에 대해 논의하고자 한다.

ᄆ

ᅥᆫ저 선택문헌의 방법론적 질 평가 결과, 교란변수관련 언급이 없는 논문이 39편 중 13편 (33.3%), 5%이상의 철회 및 탈락률이 보고된 연구가 12편 (30.8%)이확인되어 추후연구에서는 실험연구의 비뚤 이

ᆷ을최소화하기 위해 이 부분에 대한 방법론적인 보완이 필요함을알 수 있었다.

ᄋ

ᅧᆫ구설계는비동등성대조군전후설계 연구가 94.9%, 비동등성대조군전후 시차설계 연구가 5.1%로 무 ᄌ

ᅡ

ᆨ위 연구가 없었다. 이는연구중재의 특성 및 개별 연구자의 연구범위 한계에 따른제약으로 추정할 수 이

ᆻ다. 따라서 청소년 대상 비만 중재 프로그램연구의 타당도를 높이기 위해 무작위연구설계를 고려한 ᄒ

ᅮ속연구가 수행될필요가 있다.

주

ᆼ재 프로그램의 구성은단일요법이 71.8%, 복합요법이 28.2% 있었다. 단일요법 중에서는 운동요법 ᄋ

ᅵ 61.5%로 가장 높은비율을차지하였고, 복합요법은 운동과 심리적인 중재 또는 운동과 식이요법 등 ᄃ

ᅮ 가지 이상을 병행하였다. 이러한 결과는비만아동을 대상으로 조사한 Sung 등 (2013)의 운동요법 52.5%,아동부터 성인을모두 포함하여 조사한 Lee (2007)의 운동요법 47.8%보다 높은비율을보이며, ᄀ

ᅮ

ᆨ내 교육환경의 특성상 청소년기 급격한 신체활동량 저하를고려한 연구 설계의 특성으로 사료된다.

ᄋ

ᅧᆫ구의 대상자는과체중또는비만 청소년 대상연구가 92.3%, 일반 청소년 대상연구가 7.7%로, 중학 새

ᆼ이 69.2%, 고등학생이 23.1%, 청소년 (중·고등학생확인 불가)이 7.7%를차지하였다. 표본의 크기는 시

ᆯ험군이 평균 13.0명, 대조군이 평균 12.8명이었고, 표본크기의 산출근거를제시한 연구가 7.7%에 불 ᄀ

ᅪ하여, 보다 정확한 실험집단 설계의 제시가 요구된다.

ᄀ

ᅡ장 많이 측정된 종속변수는 BW, BFP, TG, HCL-C와 BMI로, 대부분의 연구에서 유의미한 변 ᄒ

ᅪ가 있었고, 이러한 결과는 선행연구의 결과를 지지한다 (Kim, 2012; Kim과 Cheon, 2016; Kim 등, 2007; Lee, 2007; Lee와 Baek, 2012; Lee와 Koh, 2016; Sung 등, 2013).

ᄄ

ᅩ한 주요 종속변수 5개에 대해 메타분석과 메타회귀분석을 실시하여 중재프로그램의 종합적인 효과 르

ᆯ확인하였다. 메타분석을 통해 분석된사후효과크기는각각 -0.340, -0.502, -0.458, 0.335, -0.406으로 ᄆ

ᅩ두 중간 정도의 효과크기를보였다. 주요 변수들의 사후효과크기가 가장큰연구는모두 단일 운동요 버

ᆸ에 해당되었고 1 이상의큰효과크기로확인되었다 (Cohen, 1977). 사전효과크기와 연구대상자를 독 리

ᆸ변수로 메타회귀분석을 한 결과, BW와 TG는연구대상자와 사전효과크기 모두 유의미한 변화가 있 ᄋ

ᅥᆻ고, BFP와 HDL-C, BMI는사전효과크기에서만 유의미한 변화가 있었다. 즉, 연구대상자를청소년, ᄌ

ᅮᆼ학생, 고등학생으로 분류했을때, BW와 TG는고등학생에 있어서 가장 감소효과가 높았고, 주요변수 5개는모두 사전효과크기가 사후효과크기에 유의한 영향을미쳤다. 이는연구대상자의 사전 BW, BFP,

TG, HDL-C와 BMI가 모두 사후에도 영향을 미치는 것을 말하며, 각각의 회귀계수는 1.160, 0.719, 0.765, 0.598, 0.678로 사전효과크기가 사후효과크기에 미치는 영향은 BW이 가장 높았고, HDL-C이 ᄀ

ᅡ장 낮았다.

보

ᆫ연구에서 분석한 청소년 대상 비만 중재프로그램의 연구환경은보건소가 2편 (ID 20과 31), 병원 ᄋ

ᅵ 1편 (ID 27)으로, 나머지 36편 (92.3%)은학교를기반으로 하였다. 또한 청소년 개개인을 중심으로 ᄃ

ᅡᆫ일 운동요법을가장 많이 수행된 것으로확인되었다. 이러한 결과는 가족을 중심으로 생활습관 중재 르

ᆯ가장 많이 사용한 국외연구 (Peirson 등, 2015)와 차이가 있었다. 그러나 학교를단위로 한 비만 중 ᄌ

ᅢ프로그램이 가정 및 클리닉을기반으로 한 중재보다 보다 장기적인 우수한 효과를가진다고 보고된바 이

ᆻ어 (Kelishadi와 Azizi-Soleiman, 2014), 국내 비만 중재프로그램의 현재 연구방향은적절하다고 판 ᄃ

ᅡᆫ된다. 또한 성인기 비만으로의 이행 방지 및 건강문제 발생을방지하기 위해 보다 장기적이고 지속적 ᄋ

ᅵᆫ 반복연구가 필요하다고 볼수 있다.

보

ᆫ연구는 국내에서 수행된 청소년 대상 비만 중재프로그램에관한 학술지 연구에 국한하여 수행되었 ᄀ

ᅵ 때문에 연구결과를 일반화하는데 신중해야 한다. 그러나 국내 청소년 대상의 비만 중재프로그램에서 ᄌ

ᅮ로 다루는주요 종속변수와 그 효과를밝히고, 사전효과크기가 사후효과크기에 미치는영향력을밝힌 ᄃ

ᅦ 의의가 있다고 생각된다.

ᄋ

ᅧᆫ구결과는계속적인 증가 추세를보이고 있는 국내 청소년 비만율을감소시키기 위한 개인의 인식 제 ᄀ

ᅩ 및 지역사회의 보건정책을위한근거기반의 자료로활용될수 있을것이다. 또한 본연구결과를기초 ᄒ

ᅡ여, 청소년의 비만 개선 및 예방을위한 효과적인 중재프로그램을구성하고확대 적용할 것을제안한 ᄃ

ᅡ.

5. 결론 보

ᆫ 연구는 국내 청소년 대상 비만 중재프로그램을적용한 실험연구들을 고찰하여, 가장 많이 측정된 ᄌ

ᅩ

ᆼ속변수를확인하였다. 또한 메타분석을 통해 중재 프로그램에 따른 종속변수들의 구체적인 효과를파 ᄋ

ᅡ

ᆨ하였고, 메타회귀분석을 통해 연구 간 이질성을보정하여 다양한 연구결과를 통합시켰다. 결과적으로 ᄀ

ᅮ

ᆨ내 청소년 대상 비만 중재프로그램들은 특히 고등학생의 체중과 중성지방 감소에 효과적이었고, 청소 ᄂ

ᅧᆫ들의 체중, 체지방률, 중성지방, 체질량지수를 낮추고, 고밀도지단백 콜레스테롤의 수치를 높이는데 ᄌ

ᅮᆼ간 수준의 효과가 있음을밝혔다. 보다 많은청소년 집단을대상으로 장기적인 추후연구의 수행 및 효 과를검증하는연구가 필요할 것이다.

References

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