모바일 광고의 태도효과 모델 연구

4. 연구결과

1) 측정문항의 구성개념

모바일 광고태도 모델의 효과를 검증하기에 앞서, 본 연구에 사용된 측정문항들의 척도의 차원을 결정하는 구성개념을 파악하기 위해 요인분석을 실시하였다. <표 1>은 최종 선택된 7요인에 대한 측정문항의 가중치를 의미하는 요인패턴 행렬(factor pattern matrix)을 나타낸 것이고, <표 2>는 요인과 측정문항간의 상관을 의미하는 요인구조행렬(factor structure matrix)을 제시한 것이다. 요인분석을 위한 상관행렬은 <부록 1>에 제시하였다.

먼저, 요인분석된 자료는 493사례로 요인분석 결과를 해석하는데 필요한 최소한의 사례수 200을 초과하고 있으며(Cattell, 1978), 측정문항과 표본크기의 비율은 Nunnally(1878)가 주장하는 1:10의 비율을 훨씬 넘고 있다. 표본의 상관행렬이 요인분석될 수 있는지를 파악하는 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)의 표본적절성 측정치는 .765로 Kaiser(1974)가 제안한 준거인 .60을 초과하고 있어 양호한 것으로 판단된다. 또한 부분 상관계수에 음수를 취한 반영상관계수(anti-image correlation coefficient) 행렬의 대각선 값들인 MSA(measures of sampling adequacy) 값이 유의미하게 커 요인분석하기에 적합한 상관 행렬임을 뒷받침하고 있다.

요인분석결과, 각 측정문항들은 해당 구성개념에 높게 부하되고 상대적으로 다른 구성개념에 낮게 부하되어 전반적으로 좋은 요인구조를 보인다. 따라서 요인 1은 ‘광고태도’라 명명하고, 요인 2는 ‘지각된 유용성’, 요인 3은 ‘지각된 용이성’, 요인 4는 ‘광고 신뢰성’, 요인 5는 ‘광고 오락성’, 요인 6은 ‘광고에 대한 짜증반응’, 요인 7은 ‘시스템에 대한 만족’으로 명명한다. 전체 요인구조의 설명변량은 70.42%로 높았다.

합리적인 요인모델을 선정하는 과정에서, 6요인을 가정하였을 때 다른 요인에는 변화가 없었지만, ‘시스템 만족’과 ‘광고태도’가 하나의 요인으로 묶였다(설명변량 68.48%). 이는 이론적으로 가정된 바와 같이(Ajzen & Fishbein, 1980; Wixom & Todd, 2005), 시스템 만족이 대상기반의 태도로 정의될 수 있음을 보여주는 것이다. 또한 8요인의 분석결과는 ‘용이성 1’만이 독립적 요인으로 분류되었을 뿐, 다른 요인구조의 변화가 관찰되지 않았다. 따라서 7요인 구조가 본 연구의 측정모델로서 가장 합리적인 요인모델이라고 할 수 있다.

요인분석을 통하여 측정문항들은 요인적으로 ‘순수한’ 구조를 가지고 있어 대략적인 변별 및 수렴타당도의 증거를 보였는데, 이를 확인하기 위해 평균변량추출(AVE)을 계산하였다. 측정모델의 수렴타당도는 구성개념의 평균변량추출이 최소 0.50이상일 때 확인되는데(Fornell & Larcker, 1981), 요인분석을 통해 산출된 구성개념의 평균변량추출은 0.88~0.93의 범위로 매우 높아 수렴 타당도가 확인되었다(<표 3>의 대각선 값들). 또한 변별타당도는 구성개념으로부터 얻은 AVE가 구성개념과 다른 구성개념간의 공통변량보다 클 때 확인된다(Chin, 1998). <표 3>에서 보듯이, 구성개념간의 상관은 해당 구성개념의 AVE를 초과하지 않고 있어 만족할만한 변별타당도를 확인할 수 있다.

2) 모바일 광고태도의 구조모델 검증

본 연구는 모바일 광고태도의 효과모델을 검증하기 위해, 요인분석을 통해 산출된 7개 요인과 단일 측정치로 구성된 안전성, 시스템 이용, 광고의도, 및 광고반응을 포함하여 총 11개로 구성된 구조모델을 설정하였다. 구조모델의 분석결과, 모델부합도 지수들은 대략적으로 양호한 것으로 나타났다(GFI=0.97, AGFI=0.95, NFI=0.90, CFI=0.94, RMR=0.60). 구체적으로 일반부합치로 사용되는 GFI=.97과 AGFI=.95로 일반적 수용준거인 .90을 초과하였다. 또한 null 모델과 연구모델간의 거리를 비율로 계산하여 모델의 적합성을 판단하는 NFI=.90이었고, 자유도의 감소에 따른 오차를 감소시켜 그 영향을 배제하고 모델의 적합성을 판단하는 CFI=.94로 모두 준거인 .90을 초과하였다. 한편 잔차평균을 의미하는 RMR=.060으로 준거인 .05보다 약간 높게 나타났으나, 전반적으로 모델부합도 지수들이 수용 준거를 초과하고 있어 대체로 양호한 모델로 평가된다(<그림 4> 참고).

이와 같은 모델 적합성에 기초하여, 본 연구는 기술수용성모델과 웹광고 모델을 통합하여 모바일 광고의 태도를 설명하는 구조모델을 가설검증하였다. <표 4>는 가설검증에 대한 구조모델의 결과를 나타낸 것이다.

<표 4>에서 보듯이, 모바일 시스템에 대한 지각된 사용 용이성은 모바일 시스템에 대한 지각된 유용성에 유의미 한 효과를 갖는 것으로 나타났다(계수=.25, t=5.37, p<.01). 본 연구에서 모바일 시스템은 모바일 광고를 전송하는 무선 인터넷 프로토콜로 정의하였으므로, 무선인터넷에 대한 지각된 사용 용이성이 높을수록 모바일 인터넷에 대한 유용성을 높게 지각하는 것으로 해석할 수 있다.

모바일 인터넷에 대한 만족은 모바일 인터넷에 대한 지각된 유용성(계수=.28, t=6.05, p<.01)과 모바일 인터넷의 안전성에 대한 지각에 의해서 긍정적으로 영향을 받는 것으로 나타났다(계수=.10, t=2.17, p<.05). 그러나 가설의 예측과 달리, 모바일 인터넷에 대한 사용 용이성은 모바일 인터넷에 대한 만족도에 유의미한 효과를 보이지 않았다(계수=.06, t=1.21, p>.05).

한편 광고태도의 선행요인은 모두 유의하였다. 즉 모바일 광고의 오락성은 광고태도에 직접적이고 긍정적인 효과를 보였으며(계수=.17, t=4.23, p<.01), 신뢰성 또한 직접적이고 긍정적인 효과를 나타냈다(계수=.31, t=7.78, p<.01). 모바일 광고에 대한 짜증반응 또한 예측된 바와 같이, 직접적이고 부정적인 효과를 갖는 것으로 나타났다(계수=-.20, t=-5.16, p<.01).

내생변수들의 관계에 있어, 모바일 인터넷 시스템에 대한 만족은 직접적이고 긍정적으로 모바일 인터넷 사용에 영향을 주었고(계수=.30, t=6.46, p<.01), 광고태도에도 긍정적인 영향을 주었다(계수=.30, t=7.81, p<.01). 또한 광고태도는 사용자들의 광고에 대한 접근 의도에 직접적이고 긍정적인 영향을 주었으며(계수=.38, t=8.33, p<.01), 그와 같은 의도는 궁극적으로 모바일 광고에 대한 반응에 직접적인 효과를 갖는 것으로 나타났다(계수=.25, t=6.14, p<.01). 그리고 시스템의 이용 또한 광고에 대한 반응에 직접적인 효과를 보였다(계수=.41, t=10.01, p<.01).

전반적으로 구조모델의 예측은 시스템 만족에 대한 지각된 사용 용이성을 제외하고 모두 유의미한 것으로 나타났다. 다음 <그림 4>는 본 연구의 가설적 모델에 대한 경로효과를 도식적으로 나타낸 것이다.

다음 페이지로