Introduction
최근 세계적인 유가 폭등과 곡물을 이용한 바이오 연료의 생산이 증가하면서 국제 곡물가격이 폭발적으로 인상되었고(MAFRA, 2017), 최근에는 코로나 바이러스, 러시아-우크라이나 전쟁, 그리고 팔레스타인-이스라엘 분쟁 등 다양한 이슈로 인해 곡물가격의 고공행진이 이어지고 있다. 국내의 사료시장은 90% 이상의 원료 사료를 외국 수입물량에 의존하고 있는 실정이다. 옥수수, 대두박 및 밀의 가격 상승으로 양돈 사료용 곡류 수급에 상당한 어려움을 겪으며, 이는 곧 사료가격의 상승으로 이어진다. 결국, 양돈 농가의 생산비 부담으로 전가될 수밖에 없으며, 이는 생산원가의 상승을 야기하여 소비자 부담을 증가시키게 된다(Woyengo et al., 2014; Shang and McEwan, 2021). 이러한 상황에서 양돈 사료에 가장 많이 사용되는 옥수수, 대두박, 밀 등의 양을 줄이고, 이를 대체할 수 있는 원료사료의 탐색 및 개발에 대한 관심이 증가되고 있다. 현재 우리나라 뿐만 아니라 세계 각국에서 이러한 문제에 대한 해결책으로 다양한 대안을 찾고 있으며, 가장 현실적으로 받아들여지고 있는 해결책은 가격이 저렴한 원료의 사용 확대를 통해 사료비를 경감시킬 수 있는 방안의 모색이다. 배합사료를 위한 원료사료로 사용되기 위해서는 몇 가지 조건이 있다. 우선 가격적인 조건이 기존에 배합사료에 쓰이는 원료보다 좋아야 하고, 동물의 성장에 기존에 있던 원료만큼의 효과를 보여야 한다. 또한 세계적으로 원료의 생산량이 많아 꾸준한 물량을 확보하는데 어려움이 없어야 하며, 저장성 또한 우수해야 한다. 이러한 여러 가지 조건을 충족하는 대체원료로 현재 부상되고 있는 것이 바로 팜박(palm kernel meal, PKM)이다. 팜박은 팜 열매에서 팜유를 분리하고 남은 부산물로 분리 방법(압착, 추출 등)에 따라 일부 영양소 함량의 차이가 있다(Ezieshi and Olomu, 2007). 팜박 내 조섬유 함량은 6.7 - 17.5% (Yeong, 1980; Olomu, 1995), 조지방 함량은 0.80 - 10.33% (Yeong, 1980), 가용무질소물(nitrogen free extract, NFE) 함량은 38.7 - 63.5% (Olomu, 1995) 및 조회분 함량은 4.30% 정도이며, 팜유의 추출 방법에 따라 영양소 함량의 차이가 있는 것으로 보고되고 있다. 팜박을 이용하여 양돈사료 내 대표적 단백질원인 대두박을 대체하는 실험이 꾸준히 진행되었으나(Kim et al., 2001; Ao et al., 2011; Kim, 2011; Jang et al., 2020), 최적 첨가 수준에 대한 결과는 모순되는 부분이 많은 실정이다.
메타분석은 특정 주제에 대해 지금까지 발표된 모든 연구 들을 검토하고 체계적으로 결과를 수집한 후 일정한 방식으로 통합하여 결론을 얻는 통계적 방법으로, 개별 연구에서 기대할 수 없는 높은 정밀도의 결과를 제공한다는 것이 최대 장점이다(Borenstein et al., 2009). 따라서 본 연구는 메타분석을 통해 육성-비육돈 사료 내 팜박의 적정 첨가 수준에 대해 분석함을 목적으로 수행되었다.
Materials and Methods
자료 수집
연구 문헌 및 자료는 학술검색프로그램을 이용하여 메타분석용 데이터베이스를 구축하였으며 학술검색프로그램으로는 PubMed (www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed), ISI Web of Science (www.webofknowledge.com), 그리고 Scopus (http://www.scopus.com)이다. 검색에 사용된 키워드는 팜박, 성장성적, 증체량, 사료효율, 돼지 등이었다. 데이터 선택에 사용된 주요 기준은 다음과 같다: 1) 2001년부터 2023년까지 발행된 논문일 것; 2) 옥수수-대두박 기반의 사료를 대조 사료로 사용한 생체 돼지 연구일 것; 3) 사료 내 영양소 요구량은 NRC (2012)를 충족할 것; 4) 성장 성적과 데이터(일당증체량, 일당 급여량 및 급여 대비 증가율)가 명시되어 있을 것; 그리고 5) 복제본(n) 및 분산(표준편차, 또는 평균의 표준오차), 돼지의 일령 및 연구 기간이 제시되었을 것. 사료요구율(feed conversion ratio, FCR) 또는 급여 전환이 보고된 경우 일관성을 유지하기 위해 값은 실험 간에 비교할 수 있도록 일관된 사료효율로 변환하였다. 그 결과 팜박을 활용한 총 7개의 연구 논문들을 인용하였다(Table 1). 세부적으로, 3편은 학술지에 출판된 논문을 사용하였고(Kim et al., 2001; Ao et al., 2011; Jang et al., 2020), 나머지 4편은 학위논문에 수록된 자료를 이용하였다(Lee, 2010; Park, 2010; Kim, 2011; Yoo, 2016).
Table 1.
Overall studies included in the dataset for meta-analysis.
No. | Author | Year | Address |
1 | Kim et al. | 2001 | Asian-Australasian Journal of Animal Sciences 14:821-830 |
2 | Park | 2010 | Ph.D. dissertation (Seoul National Univ., Korea) |
3 | Lee | 2010 | Ph.D. dissertation (Seoul National Univ., Korea) |
4 | Ao et al. | 2011 | Livestock Science 137:238-243 |
5 | Kim | 2011 | Master’s thesis (Seoul National Univ., Korea) |
6 | Yoo | 2016 | Master’s thesis (Seoul National Univ., Korea) |
7 | Jang et al. | 2020 | Livestock Science 238:104041 |
자료 분석
본 연구에서는 대조구와 처리구의 성장성적(일일사료섭취량, 일당증체량, 사료효율) 평균을 비교하는 표준화평균차 분석방법을 사용하여 처리에 대한 종합적인 효과를 도출하였다. 표준화평균차이는 각 자료에서 제공하는 평균값과 표준편차값 그리고 반복수(n)을 이용하여 계산하였다. 각 연구들의 효과들에 대한 가중치는 역분산 가중치를 적용하여 산출하였고, 사료 내 대체원료의 첨가수준을 고정효과로 설정한 고정효과모형(fixed effect model, FEM)을 적용하였다. 연구들 간의 이질성(heterogeneity) 분석에는 Cochran’s Q 통계량을 사용하였고, I2 통계량을 이용하여 이질성과 잠재적인 첨가량 효과에 대한 분석을 수행하였다(Cochran, 1950). 일련의 분석은 R statistical program (ver. 3.4.4, R Foundation for Statistical Computing, Austria)과 MIX 2.0 program을 이용하였다.
Results
육성돈
육성돈 사료 내 팜박 수준별 첨가가 돼지의 사료섭취량에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 1). 고정효과모형(FEM)에 따른 효과 크기(effect size)는 0.7537 [0.4550; 1.0525]로 나타났다(p < 0.0001). 사료 내 팜박 첨가 수준은 육성돈의 사료효율 효과크기에 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다(Q = 302.86, df = 8, p < 0.001). 따라서 팜박 첨가 급여에 따른 효과성이 수준별로 구분되었다고 할 수 있다. 첨가 수준에 따른 효과크기는 4%첨가 경우 2.56, 5% 첨가 경우 -3.42, 6% 첨가 경우 -0.34, 8% 첨가 경우 4.73, 10% 첨가 경우 2.47, 12% 첨가 경우 3.86, 16% 첨가 경우 4.73, 18% 첨가 경우 -3.66으로 나타났다(Table 2).
메타분석 이질성 검정 결과, 동질성 통계치 Q 값이 유의적인 차이를 보여(p < 0.0001), 연구간 이질성이 있다고 판단하였다. 이질성의 지표인 I2 값은 98.0%로 상당한 이질성이 있음을 확인하였다. 따라서 이질성 원인을 파악하기 위해 조절효과 분석을 실시하였다.
조절변수가 얼마나 영향을 미치는지를 확인하기 위해 분산을 동일하다 가정하여 분석을 실시하였다. 설명력에 대한 유의성을 검사하기 위해 회귀계수가 모두 0인지에 대한 가설을 검증한 결과 유의적인 차이를 나타냈다(Qb = 380.57, p < 0.0001). 따라서, 사료 내 팜박 첨가 수준 집단간의 효과크기는 사료섭취량에 유의적인 영향을 미치는 것을 확인하였다.
Table 2.
The growth performance response from feeding palm kernel meal (PKM) diets to growing pigs.
Variable | Subgroup | k | ES | 95% CI | Q (df) | p-valuez | |
Lower | Upper | ||||||
ADFI | 4 | 1 | 2.5671 | 1.7885 | 3.3456 | 392.86 (8)*** | 0.0001 |
5 | 1 | -3.4184 | -4.5473 | -2.2895 | |||
6 | 1 | -0.3392 | -0.9094 | 0.2310 | |||
8 | 1 | 4.7288 | 3.5927 | 5.8649 | |||
10 | 1 | -2.4745 | -3.4213 | -1.5277 | |||
12 | 2 | 3.862 | 3.1410 | 4.5830 | |||
16 | 1 | 4.7288 | 3.5927 | 5.8649 | |||
18 | 1 | -3.663 | -4.6130 | -2.7130 | |||
ADG | 4 | 1 | -1.1216 | -1.7338 | -0.5095 | 201.42 (8)*** | 0.2921 |
5 | 1 | -0.7482 | -1.4681 | -0.0284 | |||
6 | 1 | -2.4711 | -3.2399 | -1.7090 | |||
8 | 1 | -0.4314 | -1.0043 | 0.1415 | |||
10 | 1 | 0.2041 | -0.4909 | 0.8991 | |||
12 | 2 | 1.263 | 0.8092 | 1.7169 | |||
16 | 1 | 1.7256 | 1.0553 | 2.3959 | |||
18 | 1 | -7.3615 | -8.9961 | -5.7268 | |||
G : F ratio | 4 | 1 | -4.5581 | -5.6635 | -3.4527 | 539.89 (8)*** | 0.0001 |
5 | 1 | 4.8738 | 3.4264 | 6.3211 | |||
6 | 1 | 164.1545 | 129.9512 | 198.3578 | |||
8 | 1 | -6.4773 | -7.9406 | -5.0141 | |||
10 | 1 | 4.2889 | 2.9734 | 5.6044 | |||
12 | 2 | -4.8614 | -6.0532 | -3.6696 | |||
16 | 1 | -3.8384 | -4.818 | -2.8588 | |||
18 | 1 | 200.6804 | 158.8685 | 242.4924 |
육성돈 사료 내 팜박 수준별 첨가가 돼지의 일당증체량에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 2). 사료 내 수준별 첨가를 fixed effect로 설정한 고정효과모형(FEM)에 따른 효과 크기는 -0.1237 [-0.3539; 0.1064]로 나타났다(p = 0.2921). 따라서 육성돈 사료 내 팜박의 첨가는 대조구와 비교 시 일당증체량에서 유의적인 차이가 없음을 확인하였다(Table 2).
육성돈 사료 내 팜박의 수준별 첨가가 돼지의 사료효율에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 3). 사료 내 수준별 첨가를 fixed effect로 설정한 고정효과모형(FEM)을 선택하였으며, 그 모형에 따른 효과 크기는 -2.2304 [-2.7249; -1.7358]로 나타났다(p < 0.0001). 사료 내 팜박 첨가 수준은 육성돈의 사료효율 효과크기에 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다(Q = 539.89 df = 8, p < 0.001). 그러므로 팜박 첨가 급여에 따른 효과성이 수준별로 구분되었다고 할 수 있다. 첨가 수준에 따른 효과크기는 4% 첨가 경우 -4.56, 5% 첨가 경우 4.87, 8% 첨가 경우 -6.48, 10% 첨가 경우 4.29, 12% 첨가 경우 -4.86, 16% 첨가 경우 -3.84로 나타났다(Table 2).
메타분석의 이질성 검정 결과, 동질성 통계치 Q 값이 유의적인 차이를 보여(p < 0.0001), 연구간 이질성이 있다고 판단하였다. 이질성의 지표인 I2 값은 98.5%로 상당한 이질성이 있음을 확인하였다. 따라서 이질성을 확인하기 위해 조절효과 분석을 실시하였다.
조절변수가 얼마나 영향을 미치는지를 확인하기 위해 분산을 동일하다 가정하여 분석을 실시하였다. 설명력에 대한 유의성을 검사하기 위해 회귀계수가 모두 0 인지에 대한 가설을 검증한 결과 유의적인 차이를 나타냈다(Qb = 537.89, p < 0.0001). 따라서, 사료 내 팜박 첨가 수준 집단 간의 효과크기는 사료효율에 유의적인 영향을 미침을 확인하였다.
비육돈
비육돈 사료 내 팜박의 수준별 첨가가 돼지의 사료효율에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 4). 사료 내 수준별 첨가를 fixed effect 설정한 고정효과모형(FEM)에 따른 효과 크기는 1.1083 [0.8009; 1.4157]로 나타났다(p < 0.0001). 사료 내 팜박 첨가 수준은 비육돈의 일당사료섭취량 효과크기에 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다(Q = 385.40 df = 8, p < 0.001). 그러므로 팜박 첨가 급여에 따른 효과성이 수준별로 구분되었다고 할 수 있다. 첨가 수준에 따른 효과크기는 4% 첨가 경우 2.77, 5% 첨가 경우 -0.43, 8% 첨가 경우 4.48, 10% 첨가 경우 -0.43%, 12% 첨가 경우 5.84, 16% 첨가 경우 5.15으로 나타났다(Table 3).
메타분석의 이질성 검정 결과, 동질성 통계치 Q 값이 유의적인 차이를 보여(p < 0.0001), 연구간 이질성이 있다고 판단하였다. 이질성의 지표인 I2 값은 97.9%로 상당한 이질성이 있음을 확인하였다. 따라서 이질성을 원인을 파악하기 위해 조절효과 분석을 실시하였다.
조절변수가 얼마나 영향을 미치는지를 확인하기 위해 분산을 동일하다 가정하여 분석을 실시하였다. 설명력에 대한 유의성을 검사하기 위해 회귀계수가 모두 0 인지에 대한 가설을 검증한 결과 유의적인 차이를 보이지 않았다(Qb = 0.7422, p = 0.3890).
Table 3.
The growth performance response from feeding palm kernel meal (PKM) diets to finishing pigs.
Variable | Subgroup | k | ES | 95% CI | Q (df) | p-valuez | |
Lower | Upper | ||||||
ADFI | 4 | 1 | 2.7695 | 1.9614 | 3.5776 | 385.40 (8)*** | 0.0001 |
5 | 3 | -0.4326 | -1.0207 | 0.1555 | |||
8 | 1 | 4.4801 | 3.3887 | 5.5716 | |||
10 | 2 | -0.4313 | -0.926 | 0.0633 | |||
12 | 1 | 5.8445 | 4.5019 | 7.1872 | |||
16 | 1 | 5.1521 | 3.9388 | 6.3655 | |||
ADG | 4 | 1 | 3.7749 | 2.8061 | 4.7437 | 340.11 (8)*** | 0.0001 |
5 | 3 | 0.4132 | -0.1199 | 0.9464 | |||
8 | 1 | 6.3269 | 4.8925 | 7.7613 | |||
10 | 2 | -0.7163 | -1.242 | -0.1906 | |||
12 | 1 | 4.4129 | 3.3334 | 5.4924 | |||
16 | 1 | 1.5418 | 0.8912 | 2.1925 | |||
G : F ratio | 4 | 1 | 1.8654 | 1.179 | 2.5518 | 243.90 (8)*** | 0.0267 |
5 | 3 | -0.6225 | -0.9283 | -0.3167 | |||
8 | 1 | 3.0525 | 2.2013 | 3.9037 | |||
10 | 2 | -0.9995 | -1.4947 | -0.5043 | |||
12 | 1 | 0.3392 | -0.231 | 0.9094 | |||
16 | 1 | -1.8654 | -2.5518 | -1.179 |
비육돈 사료 내 팜박 수준별 첨가가 돼지의 일당증체량에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 5). 사료 내 수준별 첨가를 fixed effect 설정한 고정효과모형(FEM)을 선택하였으며, 그 모형에 따른 효과 크기는 1.1243 [0.8345; 1.4141]로 나타났다(p < 0.0001). 사료 내 팜박 첨가 수준은 비육돈의 일당증체량 효과크기에 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다(Q = 340.11 df = 8, p < 0.001). 그러므로 팜박 첨가 급여에 따른 효과성이 수준별로 구분되었다고 할 수 있다. 첨가 수준에 따른 효과크기는 4%첨가 3.77, 5%, 5% 첨가 경우 0.41, 8% 첨가 경우 6.32, 10% 첨가 경우 -72, 12% 첨가 경우 4.41, 16% 첨가 경우 1.54로 나타났다(Table 3).
메타분석의 이질성 검정 결과, 동질성 통계치 Q 값이 유의적인 차이를 보여(p < 0.0001), 연구간 이질성이 있다고 판단하였다. 이질성의 지표인 I2 값은 97.6%로 상당한 이질성이 있음을 확인하였다. 따라서 이질성 원인을 파악하기 위해 조절효과 분석을 실시하였다.
조절변수가 얼마나 영향을 미치는지를 확인하기 위해 분산을 동일하다 가정하여 분석을 실시하였다. 설명력에 대한 유의성을 검사하기 위해 회귀계수가 모두 0인지에 대한 가설을 검증한 결과 유의적인 차이를 보이지 않았다(Qb = 0.7268, p = 0.3939).
비육돈 사료 내 팜박 수준별 첨가가 돼지의 사료효율에 미치는 영향을 검증하기 위해 meta-ANOVA 분석을 실시하였다(Fig. 6). 사료 내 수준별 첨가를 fixed effect로 설정한 고정효과모형(FEM)에 따른 효과 크기는 -0.2333 [-0.4397; -0.0269]로 나타났다(p < 0.0267). 사료 내 팜박 첨가 수준은 비육돈의 사료효율 효과크기에 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다(Q = 243.90 df = 10, p < 0.001). 그러므로 팜박 첨가 급여에 따른 효과성이 수준별로 구분되었다고 할 수 있다(Table 3).
메타분석의 이질성 검정 결과, 동질성 통계치 Q 값이 유의적인 차이를 보여(p < 0.0001), 연구간 이질성이 있다고 판단하였다. 이질성의 지표인 I2 값은 5.9%로 상당한 이질성이 있음을 확인하였다. 따라서 이질성 원인을 파악하기 위해 조절효과 분석을 실시하였다.
조절변수가 얼마나 영향을 미치는지를 확인하기 위해 분산을 동일하다 가정하여 분석을 실시하였다. 설명력에 대한 유의성을 검사하기 위해 회귀계수가 모두 0인지에 대한 가설을 검증한 결과 유의적인 차이를 나타냈다(Qb = 134.16, p < 0.0001). 따라서, 사료 내 팜박 첨가 수준 집단간의 효과 크기는 사료효율에 유의적인 영향을 미침을 확인하였다.
Discussion
메타분석은 연구에서 데이터를 집합하여 효과의 크기를 추정하는 통계적 능력을 증가시키는 것뿐만 아니라 이질성에 영향을 미칠 수 있는 잠재적 요인을 조사하는 데에도 매우 중요하다(Borenstein et al., 2009). 이는 특정 요인이나 조건(즉, 돼지의 연령, 팜유 추출 방법에 따른 지방 함량, 시험사료 배합비에서 사용된 에너지 시스템등)이 육성-비육돈의 사료 내 수준별 팜박 첨가가 성장성적에 더 유익할 수 있는지 식별하는 데 유용하다. 본 메타분석의 dataset에 포함된 연구들은 1) 돼지의 연령이 모두 육성-비육돈이었고, 2) 실험사료 조성에 사용된 에너지 시스템이 모두 대사에너지(metabolizable energy)를 이용하였으며, 3) 팜유 추출 방법에 대한 내용은 오직 1편 만이 기재되어 있었다. 따라서, 이질성 분석을 위해 사료 내 팜박의 첨가 비율만을 고정효과로 설정하여 분석하였다. 그 결과 사료 내 팜박의 첨가수준에 따른 통계적 유의차는 나타나지 않았다.
본 메타분석에서 사용된 연구논문들의 90% 이상은 육성돈의 영양소 요구량을 맞추기 위해 합성 아미노산을 사용하여 팜박의 상대적으로 부족한 아미노산을 보충하였고, 이로 인해 육성돈의 성장성적에 간접적인 영향을 미친 것으로 사료된다. 돼지는 사료를 통해 단백질을 섭취하며, 체내 단백질 분해 효소들에 의해 가수분해되어 체내에 흡수되는 반면 합성 아미노산의 경우 체내에 직접적으로 흡수가 되기 때문에 아미노산의 가용성을 증가시킬 수 있다(Rezaei et al., 2013). 본 연구에서는 합성 아미노산과 육성돈의 성장성적간 상호작용을 고려하지 않았는데, 이로 인해 육성돈 사료 내 팜박 첨가가 성장성적에 미치는 영향에 관하여 추정되지 않았던 것으로 사료된다. 따라서 합성 아미노산과 육성돈의 성장성적에 대한 추가 분석이 진행되어야 한다고 판단된다.
팜박은 16 - 18%의 조단백질과 8 - 10%의 조지방을 함유하고 있어, 주로 반추 동물의 사료로 사용된다. 팜박의 조단백질 함량은 가축 사료의 주원료인 옥수수와 대두박에 비해 높은 조단백질을 구성하고 있어, 반추동물 사료 외에도 양돈 사료 내 대체 원료로서의 잠재력을 지니고 있다(Yoo, 2016). 팜박은 높은 조단백질 함량을 함유하고 있는 반면 높은 섬유질과 거친 표면을 가지고 있어 낮은 기호성을 지니고 있으며, 라이신 이용성이 낮다(Jang, 2012). 팜박 내 존재하는 대표적 불용성 섬유소인 만난(mannan)은 식물 세포벽에서 발견되는 다당류의 일종으로, 돼지 체내에서 분해 효소가 분비되지 않기 때문에 대표적인 항영양인자로 분류된다(Nunes and Malmlöf, 1992; Sundu and Dingle, 2003). 돼지 체내 만난의 가용성을 증가시키기 위해서는 분해 효소인 β-mannanase를 주로 첨가하는데, 첨가된 β-mannanase는 팜박 내 mannan을 mannose로 분해함으로써 체내 만난의 가용성을 증진시킨다(Kiarie et al., 2021; Jang et al., 2024). 본 연구에서는 비육돈의 일당증체량, 사료섭취량 및 사료효율에서 고도의 유의차를 나타내었다. 비육돈 성장성적 메타분석에 활용된 논문의 75%는 육성-비육돈 사료 내 첨가제로서 β-mannanase를 사용하였는데, 이로 인해 비육돈의 성장성적에 간접적인 영향을 미친 것으로 사료된다. 이전 선행연구에서 β-mannanase를 활용하여 만난의 이용율을 향상시켜 돼지의 성장성적을 향상시켰다고 보고하였다(Hahn et al., 1995; Petty et al., 2002; Schneider et al., 2003). 또한 Kim 등(2001) 연구에서는 비육기(7 - 12주)에 팜박 사료 내 β-mannanase 급여 시, 사료효율을 크게 향상시킴과 동시에 팜박 사료 내 높은 β-mannanase 첨가는 체중, 일당증체량, 사료섭취량 및 사료효율을 크게 개선시킬 수 있다고 보고하였다. 하지만 본 연구에서는 β-mannanase의 효과를 고려하지 않았는데, 이는 분석에 활용된 메타논문의 약 75% 이상이 대조구 및 처리구(팜박첨가) 모두 β-mannanase를 동시에 급여하였기 때문이다. 해당 논문들을 제외할 경우 메타분석 과정에서 모집단이 작아짐과 동시에 이질성 증가 및 출판 편향이 나타날 가능성이 높아져 효과 크기의 검정력(power)이 감소할 수 있어 본 연구에서는 모집단에 모두 포함시켜 분석을 진행하였다. 따라서 비육돈 사료 내 팜박 첨가에 대한 추가 연구 및 비육돈 성장성적 간의 상호작용에 대한 메타분석이 진행되어야 한다고 판단된다.
Conclusion
본 연구에서는 육성-비육돈 사료에 팜박을 첨가하는 것이 성장 매개변수의 효과 크기에 유의미한 영향을 미친다는 결과를 확인하였다. 그러나 팜박 첨가 수준의 증가가 돼지의 성장성적(일일사료섭취량, 일당증체량, 사료효율)에 부정적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 데이터셋에 상당한 이질성이 존재하며, 대부분의 실험에서 사료 내 외인성 만난 분해효소인 β-mannanase를 첨가하여 만난의 이용성을 높였기 때문으로 추정된다. 따라서, 육성-비육돈 사료에 팜박과 β-mannanase를 함께 첨가하면 옥수수-대두박의 훌륭한 대체 원료로 작용하여 육성-비육돈의 성장에 긍정적으로 기여할 수 있을 것으로 판단된다.