기대 - 불일치 패러다임에서 예상의 영향력에 관한 연구

3. <연구 1> 브랜드 경험의 조정적 역할

1) 연구모형

<연구 1>은 두 가지 주제의 네 개 가설로 구성되어 있다. 첫 번째 주제는 소비자의 브랜드 경험이 예상 → 지각된 성과간의 관계에 조정적 역할(moderat-ing role)을 하는가와 관련된 것으로 <가설 1a>와 <가설 1b>가 이에 해당한다. 두 번째 주제는 예상 → 만족관계에서 지각된 성과와 예상일치성의 매개적 역할(mediating role)이 브랜드 경험유무에 따라 다른지를 조사하는 것으로 <가설 2a>와 <가설 2b>가 이에 해당한다. 이상의 연구주제와 연구가설을 연구모형으로 설정하면 <그림 1>과 같다.

2)가설

(1) 예상 → 지각된 성과간의 관계에서 브랜드 경험의 조정적 역할에 관한 가설(<가설1a>, <가설1b>)

Oliver(1980)는 기대 - 불일치 패러다임에서 기대와 지각된 성과간의 인과관계를 설정하지 않았다. 그러나 Oliver(1980) 이전 · 이후의 연구들에서는 기대 → 지각된 성과간의 인과관계에 대해서도 많은 연구들이 수행되었는데, 이들 간의 관계를 설정한 연구들에서는 기대가 성과에 負(-)의 영향, 正(+)의 영향, 혹은 조정변수에 의해 혼재된 영향을 미치는 것으로 나타났다. 기대가 성과에 負(-)의 영향을 미치는 것으로 나타난 연구들에서는 이러한 관계를 대조효과(contrast effect)를 통해 설명하고 있다. 대조효과에 따르면 소비자들은 불일치를 경험할 경우 이를 더욱 확대해석하는 경향이 있는데, 소비자들이 부정적 불일치를 경험할 경우 성과를 실제 성과보다 더욱 낮게 지각한다는 것이다(Yi, 1990). Cardozo(1965)와 Cohen과 Goldberg(1970)의 연구에서는 기대가 성과에 負(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이를 대조효과로써 설명하고 있다.

Cardozo(1965)와 Cohen과 Goldberg(1970)의 연구와 같이 대조효과가 나타난 경우도 있지만, 대부분의 연구들에서는 기대 → 지각된 성과간의 관계가 正(+)의 관계를 갖는 것으로 나타났으며, 이를 동화효과로써 설명하고 있다(곽동성, 김규동, 1997; 구순이, 1996, 1999; 김광수, 곽원일, 1998; 이학식, 임지훈, 2001; Anderson, 1973; Olshav-sky & Miller, 1972; Olson & Dover, 1976; Spreng, MacKenzie, & Olshav-sky, 1996). 기대 → 지각된 성과간의 관계에서 동화효과가 나타나는 이유는 소비자가 자신의 기대에 미치지 못하는 성과를 얻었더라도 인지부조화(cognitive dissonance)를 방지 혹은 감소시키기 위해 노력하기 때문인 것으로 설명된다(이학식, 임지훈, 2001).

기대 → 성과간의 관계가 제 3의 조정변수에 의해 달라진다는 연구들도 있다(Hoch & Ha, 1986; Sherif & Hovland, 1961). Hoch와 Ha(1986)는 모호성(ambiguity)을 조정변수로 고려하였는데, 모호성이 낮은 경우 기대는 제품평가에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으며, 모호성이 높은 경우 기대는 제품평가에 영향을 미치는 것으로 나타났다. Sherif와 Hovland(1961)는 자아관여도(ego involvement)를 조정변수로 고려하였는데, 자아관여도가 높은 소비자의 경우 자아관여도가 낮은 소비자에 비해 거부영역(latitude of rejection)이 넓기 때문에 기대가 성과에 미치는 正(+) 혹은 負(-)의 영향이 더욱 커지는 것으로 나타났다.

이처럼 여러 연구들에서 기대 → 성과간의 관계가 다양하게 나타났지만 가장 많이 확인된 것은 동화효과를 통해 기대가 성과에 正(+)의 영향을 미친다는 것이다. 기존연구에서는 이 경우의 동화효과를 인지부조화 이론으로 설명하지만 본 연구에서는 다른 변수로서 설명하고자 한다. 개인은 미래의 어떤 사상(event)을 예상하는 (anticipate; 혹은 예측 predict) 경우 자신의 예상을 자신할(confident) 수도 있고 그렇지 않을 수도 있다. 소비자는 예상에 대한 자신감이 낮은 경우, 높은 경우에 비해 성과를 지각함에 있어 예상을 준거로 할 가능성이 낮다. 반대로 예상에 대한 자신감이 높은 경우 예상이 성과지각에 영향을 미칠 수 있다. 이러한 예상자신감을 결정짓는 한 가지 중요한 변수는 경험이다. 즉 소비자는 특정 브랜드에 대한 경험이 있는 경우, 없는 경우에 비해 자신의 예상에 보다 큰 자신감을 가질 것이다. 이에 따라 본 연구자들은 예상 → 지각된 성과간의 관계를 조정하는 조정변수로 ‘브랜드 경험’을 고려한다.

예상은 기대에서 ‘사건발생의 좋고 나쁨에 대한 평가’ 측면을 제외하고 ‘미래사건의 발생가능성/확률’만을 고려한 개념이다(Spreng, MacKenzie, & Olshavsky, 1996). 소비자가 특정브랜드에 대한 경험이 많을수록 그 브랜드에 대한 친숙함(familiarity)이 높고 또한 학습량(amount of learning)이 많으므로 그 브랜드의 미래 성과를 보다 잘 예측할 수 있을 것이다. 반면 특정 브랜드에 대한 경험이 적을수록 그 브랜드에 대한 정보량이 적어 미래 성과에 대한 예측력이 낮을 것이다. 이 경우 외적정보탐색을 통해 상당한 정보를 획득한다 하더라도 예상대로 성과가 나타날 것인가에 대한 자신감(confidence)은 경험이 많은 소비자에 비해 작을 것이다. 따라서 특정브랜드에 대한 경험이 있는 소비자가 경험이 없는 소비자에 비해 미래 성과에 대해 보다 정확한 예상을 할 것이며, 자신의 예상에 대해 자신감이 높을 것이다. 이러한 논의를 토대로 다음과 같은 가설을 설정한다.

<가설 1a> 특정 브랜드에 대한 유경험 소비자의 경우, 예상은 지각된 성과에 正(+)의 영향을 미칠 것이다.

<가설 1b> 특정 브랜드에 대한 무경험 소비자의 경우, 예상은 지각된 성과에 영향을 미치지 않을 것이다.

(2) 예상 → 만족관계에서 지각된 성과와 예상일치성의 매개작용에 대한 브랜드 경험의 조정적 역할에 관한 가설 (<가설 2a>, <가설 2b>)

기대가 만족에 직접적인 영향을 미치는가에 대해서는 서로 다른 연구결과들이 있다. Oliver(1980)는 기대가 불일치를 통해 간접적으로 만족에 영향을 줄뿐만 아니라 만족에 직접적으로 영향을 준다고 제안하였다. 즉, 만족을 기대와 불일치의 가산적 조합(additive combination)으로 보았다. 그러나 이러한 견해는 Oliver 자신의 연구(1980)에서 뿐만 아니라 다른 연구들(곽동성, 김규동, 1997; 구순이, 1996, 1999; 김광수, 곽원일, 1998; Churchill & Surprenant, 1982)에서도 지지되지 못하였다. 하지만 기대가 만족에 직접적인 영향을 준다는 것을 확인한 연구들(Oliver & DeSarbo, 1988; Tse & Wilton, 1998)도 다수있다. 많은 선행연구들에서 기대가 만족에 직접적인 영향을 주지 않는 것으로 나타난 이유는 기대가 궁극적으로는 만족에 영향을 미치지만 그 영향력의 대부분은 다른 변수들(지각된 성과, 불일치/일치성)에 의해 매개되기 때문으로 추론할 수 있다. 이 분야에 대하여 폭넓은 문헌연구와 엄격한 분석을 한 Spreng, MacKenzie와 Olshavsky(1996)의 연구에서도 기대(예상) → 만족간의 관계는 다른 변수들에 의해 매개되는 것으로 나타났다(p. 26). 본 연구에서는 예상이 만족에 직접적인 영향을 주지 않고 다른 변수들의 매개를 통해 만족에 영향을 줄 것으로 본다. 즉, 예상은 만족형성의 이전 변수인 지각된 성과나 예상일치성의 매개를 통해 만족에 영향을 미치는 것으로 제안한다. 즉, 예상 → 만족간의 관계는 지각된 성과와 예상일치성에 의해 거의 다 매개되는 것으로 제안한다.

그런데 예상 → 만족을 매개하는 변수는 특정브랜드의 경험에 따라 차이가 있을 수 있다. 특정브랜드 경험이 있는 소비자는 그 브랜드의 새로운 소비 · 사용 이전에 미래 성과를 보다 정확하게 예상할 수 있으므로 예상은 지각된 성과에 正(+)의 영향을 미칠 것이다. 따라서 이 경우 예상은 지각된 성과와 예상일치성의 매개에 의해 만족에 영향을 미칠 것으로 추론할 수 있다. 반면 특정 브랜드 경험이 없는 소비자의 경우, 자신의 예상에 대한 자신감, 확신, 저항성 등이 약할 것으로 생각할 수 있다. 또한 종단적 연구(longitudinal study)를 실시할 경우, 이들은 t₁ 시점에서 자신의 실제 예상값을 답한다고 하더라도 제품성과를 실제 경험한 후인 t₂ 시점에서 일치성에 관한 질문을 받은 경우, 브랜드 경험이 있는 소비자에 비해 자신이 답한 예상값을 장기기억 속에 저장하였다가 인출해서 이를 지각된 성과와 비교하여 답할 가능성이 낮다. 그 대신 이때의 준거점이 되는 예상값은 브랜드 경험이 있는 소비자에 비해 지각된 성과의 영향을 받을 가능성이 높다. 따라서 t₂ 시점의 일치성과 만족은 지각된 성과에 의해 결정되는 것으로 볼 수 있으며, t₁ 시점에 답한 실제 예상값은 t₂시점의 만족에 직접적인 영향을 미치지 못할 뿐만 아니라 지각된 성과와 일치성의 매개를 통해서도 영향을 미치지 못할 것이다. 이러한 논의를 토대로 다음과 같은 가설을 설정한다.

<가설 2a> 특정 브랜드에 대한 유경험 소비자의 경우, 예상은 지각된 성과와 예상일치성의 매개에 의해 만족에 영향을 미칠 것이다. 즉, 예상 → 만족간의 관계는 지각된 성과와 예상일치성에 의해 거의 다 매개된다.

<가설 2b> 특정 브랜드에 대한 무경험 소비자의 경우, 예상은 만족에 영향을 미치지 않을 것이다. 즉, 예상은 만족에 직접적인 영향을 미치지도 않을 것이며, 지각된 성과와 일치성의 매개를 통해서도 영향을 미치지 않을 것이다.

3) 연구디자인

(1) 자료수집 방법과 대상

본 연구를 위하여 서울시내 소재 한 음식점에서 설문조사를 실시하였는데, 총 200부의 설문지를 배포하여 1차와 2차 설문조사에 패널이 유지된 192부의 설문지를 회수하였다(회수율: 96%). 이 중 불성실하게 응답한 5명의 응답을 제외하고 187명의 설문응답으로 분석을 실시하였다(유효응답률: 93.5%). 응답자의 인구통계적 분포는 성별로 남자 109명, 여자 78명, 연령별로는 20대 177명, 30대 7명, 40대 1명, 50대 2명이었다. 또한 설문조사가 이루어진 음식점을 이용한 경험이 있는 응답자들은 98명, 이용경험이 없는 응답자들은 89명이었다.

본 연구에 포함되는 연구단위들(constructs)인 예상, 지각된 성과, 예상일치성, 만족, 연구대상 음식점 경험, 그리고 인구통계적 특성을 측정하기 위해 2차에 걸쳐 자료를 수집하였다. 먼저 음식점에 들어온 사람들에게 설문조사에 참여를 요청하고 이에 동의한 사람들을 대상으로 예상, 연구대상 음식점 경험, 그리고 인구통계적 특성을 측정하였다. 2차 설문은 1차 설문에 응한 응답자들이 식사 후 그 음식점을 떠나기 직전 이루어졌는데, 2차 설문에서는 지각된 성과, 예상일치성, 만족을 측정하였다.

예상, 지각된 성과, 예상일치성 변수들간의 관계를 조사하기 위해서는 두 차례의 설문에 참여한 각 응답자들을 일치시켜야 하는데, 이를 위해서 설문지 표지에 응답자들의 주민등록번호 뒷자리 7자리 혹은 핸드폰의 뒷자리 번호 4자리를 적도록 하였다. 설문조사가 음식점 종업원들에 의해 이루어질 경우 응답자들이 호의적으로 응답할 가능성이 있기 때문에 이를 방지하기 위해 음식점과 무관한 연구자와 대학원생들이 조사를 실시하였으며, 응답내용은 음식점에 전하지 않을 것을 약속하였다. 또한 응답자들의 성실한 답변을 유도하기 위해 응답자들에게 선물로 복권을 제공하였다. 1차와 2차 설문에 패널로 유지된 187명의 설문응답을 이용하여 데이터 셋(data set)을 구성하였다.

(2) 측정도구

본 연구에서는 음식점 서비스에 대한 만족을 측정한 것이 아니라 음식에 대한 만족을 측정하였는데, 이는 보다 정확한 예상의 영향력을 측정하기 위해서였다. 즉, 음식점에 대한 만족을 측정할 경우 음식점의 분위기, 종업원의 친절함 등이 중요속성들로 고려될 수 있는데 이는 첫 번째 설문응답을 실시하는 시점에서 이미 성과를 어느 정도 지각할 수 있는 속성들이다. 따라서 본 연구에서는 기대 - 불일치 패러다임 내에서 예상의 영향력을 보다 정확하게 측정하기 위해 음식점의 서비스에 대한 만족이 아닌 음식에 대한 만족을 측정하였다.

각 연구단위의 측정방법은 구체적으로 다음과 같다. 먼저 음식점 음식과 관련해서 중요한 속성들(salient attributes)을 확인하기 위해 대학원생 20명을 대상으로 사전조사(pilot study)를 실시한 결과 음식의 맛, 음식의 질(質), 음식의 청결함이 중요한 것으로 나타났다. 각 속성에 대한 예상, 지각된 성과, 예상일치성은 다음과 같이 측정하였다.

예상을 측정하기 위해서는 위의 세 가지 속성들 각각에 대한 예상을 묻는 세 개의 5점(1~5) 의미차별화척도(semantic differential scale)를 사용하였다(예: ‘나는 오늘 이 음식점에 오면서, 이 음식점의 음식의 맛이 별로 좋지 않을 것으로 예상하였다/매우 좋을 것으로 예상하였다’). 지각된 성과의 측정은 세 가지의 중요속성들에 대한 지각을 묻는 세 개의 5점(-2~+2) 의미차별화척도를 사용하였다(예: ‘오늘 이 음식점의 맛은 매우 나빴다/매우 좋았다’). 예상일치성의 측정도 예상과 지각된 성과의 측정과 같이 중요속성 세 가지에 대한 예상일치성을 묻는 세 개의 5점(-2~+2) 의미차별화척도로 이루어졌다(예: ‘오늘 이 음식점을 이용한 결과, 이 음식점의 음식의 맛은 예상에 비해 훨씬 나빴다/훨씬 좋았다’). 만족을 측정하기 위해서는 Oliver(1980), 이재록, 박소연, 임지훈(2002)이 사용한 척도를 본 연구상황에 맞게 수정하여 4개의 5점(-2~+2) 의미차별화 척도로 측정하였다(예: ‘오늘 이 음식점에서의 음식은 매우 불만족스러웠다/매우 만족스러웠다’). 브랜드 경험은 과거 특정 브랜드를 이용한 경험을 의미하는 것으로 제품군에 대한 이용경험과는 다른 것이다. 본 연구상황에서는 브랜드 경험을 측정하기 위해 그 음식점을 과거 이용한 경험이 있는지의 여부를 질문하였다.

4) 결과

본 연구에 제시한 가설을 검정하기 위하여 연구모형과 대안모형을 설정하고, AMOS 4.0을 이용하여 분석하였다.

(1) 사전분석

① 신뢰성 분석

본 연구에서는 모든 연구단위들을 다항목으로 측정하였으나 예상, 지각된 성과, 예상일치성은 내적일관성(internal consistency)이 기대되는 것들이 아니어서 Cronbach’s α를 계산하지 않았고 각각 평균값을 이용하였다. 만족은 내적일관성이 기대되는 항목들로 구성되어 Cronbach’s α를 계산하였다. 신뢰성 분석결과 해당 음식점유경험 집단과 무경험 집단에서 모두 만족측정의 3번 항목이 신뢰성을 저해하는 것으로 나타나서 제거하였으며 제거후 α는 다음과 같이 나타났다: 유경험 집단 α=.84, 무경험 집단 α=.87. 두 가지 경우 모두 신뢰성 계수값은 미국 마케팅 분야 연구의 α계수 평균인 .77과 국내 이 분야 연구에서 밝혀진 .7685에 비해 훨씬 높다(이학식, 김영, 1997; Peterson, 1994).

② 확인요인분석

신뢰성분석을 실시한 만족에 대해 공분산행렬(covariance matrix)을 이용하여 측정모형(measurement model) 수준에서 확인요인분석(confirmatory factor analysis: 이하 CFA)을 실시하였다. 항목구성의 최적상태를 도출하기 위한 적합도를 평가하기 위해서는 GFI, AGFI, RMSR, x²에 대한 p값 등을 이용하지만, 본 연구에서는 만족을 측정하기 위한 네 개의 항목들 중 하나의 항목이 제거되어 적합도를 평가할 수 없었다(model fit is perfect). 따라서 본 연구의 CFA과정에서는 측정항목들이 만족 연구단위에 유의적으로 적재되는가 만을 확인하였다. 그 결과 무경험 집단(λ_x1=.90, λ_x2=1, λ_x3=.64; p<.01)과 유경험 집단(λ_x1=1, λ_x2=.99, λ_x3=.68; p<.01), 모두 모든 항목들이 연구단위에 유의적으로 적재되었다.

(2) 가설검정과 논의

<가설 1>과 <가설 2>를 검정하기 위하여 구조방정식모형을 이용하였으며, AMOS 4.0으로 분석하였다. 그리고 입력자료로서 기초통계치 항목들(indicators)간의 공분산행렬(covariance matrix)을 사용하였다. 분석결과는 <그림 2>, <표 1>, <표 2>에 나타나 있다.

① <가설 1>의 검정

<가설 1a>와 <가설 1b>는 각각 예상 → 지각된 성과가 유경험의 경우 正(+)의 관계, 그리고 무경험의 경우 관계가 없는 것으로 설정되었다. <가설 1a>와 <가설 1b>를 검정하기 위해 브랜드 유경험집단과 무경험집단으로 구분하여 각 집단의 응답값을 분석하고 예상 → 성과간의 관계를 조사하였다. 유경험집단의 경우 예상 → 성과간의 관계가 正(+)의 방향으로 나타났으며 통계적으로 유의적이었고(γ₁₁=.44, t=4.87; <표 1>의 연구모형 참고), 무경험집 단의 경우 예상 → 성과간의 관계는 통계적으로 비유의적이었다(γ₁₁=.12, t=1.56; <표 2>의 연구모형 참고). 따라서 <가설 1a>와 <가설 1b>는 지지되었다.

추가적으로 예상 → 지각된 성과관계가 브랜드 경험에 따라 차이가 존재하는지를 검정하기 위해 x²차이분석(chi-square difference test)을 실시하였다. 예상 → 지각된 성과간의 관계를 free로 한 모형의 x²값(x²=38.62, d.f.=14)과 유경험집단과 무경험집단의 예상 → 지각된 성과가 동일하다는 제약식을 둔 제약모형의 x²값(x ²=53.90, d.f.=15)을 비교한 결과 free로 한 모형의 x²값이 작았으며 그 차이는 통계적으로 유의적이었다(△x²=15.27, △d.f.=1, p<.01). 이는 예상 → 지각된 성과간의 관계에서 브랜드 경험이 조정적 역할을 하고 있음을 보다 확실히 지지하는 것이다.

② <가설 2>의 검정

<가설 2>는 예상 → 만족 관계에서 지각된 성과와 예상일치성의 매개효과가 브랜드 경험에 의해 어떻게 달라지는가와 관련된 것이다. 이를 검정하기 위해 <그림 2>와 같이 연구모형과 예상 → 만족간의 직접경로를 설정한 대안모형을 분석하였다.

㉮ 유경험 집단에서 모형의 비교(<가설 2a>의 검정)

<가설 2a>는 유경험 소비자의 경우 예상 → 만족간의 관계가 지각된 성과와 일치성에 의해 거의 다 매개되는 것으로 설정되었다. 이를 검정하기 위해서는 연구모형에서 변수들간 인과관계의 유의성을 확인하면 된다. 예상 → 만족간의 관계를 지각된 성과와 일치성이 거의 다 매개하기 위해서는 예상 → 지각된 성과(γ₁₁), 지각된 성과 → 예상일치성(β₂₁), 그리고 예상일치성 → 만족(β₃₂)간의 경로가 모두 통계적으로 유의적이어야 하며, 예상 → 만족(대안모형의 γ₃₁)간의 경로는 비유의적이어야 한다.

유경험 집단에서 모형들간의 경로계수값과 적합도 통계량은 <표 1>에 제시되어 있다. <표 1>에서와 같이 예상 → 지각된 성과(γ₁₁=.44, t=4.87), 지각된 성과 → 예상일치성(β₂₁=.73, t=9.87), 그리고 예상일치성 → 만족(β₃₂=.40, t=4.41)간의 경로가 모두 유의적으로 나타났다. 대안 모형에서도 예상 → 성과 (γ₁₁=.44, t=4.87), 성과 → 예상일치성(β₂₁=.73, t=9.87), 그리고 일치성 → 만족(β₃₂=.41, t=4.46)간의 경로는 모두 유의적이었으나, 예상 → 만족간의 관계는 비유의적이었다(γ₃₁=.04, t=.75). 따라서 <가설 2a>는 지지되었다.

추가적으로 연구모형과 대안모형을 비교하였는데, 연구모형은 대안모형에 nested 되어 있어 x²차이검정을 실시하였다. <표 1>에 제시된 것과 같이 연구모형은 x²=11.34, d.f.=7, 대안모형은 x²=10.78, d.f.=6으로 나타났으며, 간명화 제약(parsimonious constraint)에 따라 연구모형이 대안모형보다 우수한 것으로 나타났다(△x² =.56, △d.f.=1, p>.05). 이는 예상→만족간의 관계에 지각된 성과와 예상일치성이 매개변수로 존재하는 경우, 예상 → 만족의 직접적 관계는 존재하지 않는 것을 의미하며, <가설 2a>를 더욱 지지하는 것이다.

㉯ 무경험 집단에서 모형의 비교(<가설 2b>의 검정)

<가설 2b>는 무경험 소비자의 경우 예상이 만족에 직접적으로도 간접적으로도 영향을 미치지 않는 것으로 설정되었다. 이 가설을 검정하기 위해 <가설 2a>의 검정방식과 동일하게 검정하였다. <가설 2b>가 지지되기 위해서는 연구모형에서 예상 → 지각된 성과(γ₁₁)와 예상→일치성(γ₂₁) 관계가 비유의적이어야 하며, 대안모형의 예상 → 만족(γ₃₁) 관계가 비유의적이어야 한다. 분석결과 <표 2>에 나타난 것과 같이 연구모형에서 예상 → 지각된 성과(γ₁₁=.12, t=1.56)와 예상 → 일치성(γ₂₁=-.04, t=-.57) 관계, 그리고 대안모형의 예상 → 만족(γ₃₁=.02, t=.32) 관계가 모두 비유의적으로 나타났다. 따라서 <가설 2b>는 지지되었다.

추가적으로, 연구모형과 대안모형간의 x²차이 검정을 실시하였다. <표 2>에 제시된 것과 같이 연구모형은 x ²=27.26, d.f.=7, 대안모형은 x²=26.33, d.f.=6으로 나타났으며, 간명화 제약에 따라 연구모형이 대안모형보다 우수한 것으로 나타났다(△x²=.93, △d.f.=1, p>.05). 이는 예상 → 만족간의 직접적인 관계가 존재하지 않는 것을 의미하며, <가설 2b>를 더욱 지지하는 것이다.

㉰ 가설검정 결과의 논의 및 <연구 2>의 필요성 제기

<연구 1>은 기대 - 불일치 패러다임에서 예상 → 지각된 성과간의 관계가 브랜드 경험에 의해 조정되는가와 예상 → 만족관계에 대한 지각된 성과와 예상일치성의 매개효과가 브랜드 경험에 의해 조정되는가에 관한 연구이다. 자료분석결과 연구자의 기대대로, 예상 → 지각된 성과간의 관계는 브랜드 경험에 의해 조정되는 것으로 나타났다. 또한 예상 → 만족간의 관계에서 지각된 성과와 예상일치성의 매개역할은 브랜드 경험에 의해 조정되는 것으로 나타났다. 본 연구자들은 <연구 1>의 결과 중 브랜드 유경험 집단의 예상 → 일치성 관계가 비유의적으로 나타난 것을 통해 추가적인 연구의 필요성을 발견하였다. 만족의 선행변수들 중 가장 혼재된 발견점(mixed findings)을 제시하는 것은 기대의 영향력과 관련된 부분들이다. 즉, 대부분의 연구들에서 성과 → 불일치, 성과 → 만족, 불일치 → 만족간의 관계가 正(+)의 관계를 갖는 것으로 나타나는 데 비해, 예상의 영향력과 관련된 부분들에서는 발견점들이 혼재되고 있다. 다만 많은 연구들에서 기대 → 성과간의 관계가 동화효과로 인해 正(+)의 관계를 갖는 것으로 나타나고 있을 뿐이다.

Oliver(1980)는 기대 - 불일치 패러다임을 제시하면서 기대 → 만족간의 직접적인 관계를 제안하였다. 그러나 이러한 견해는 Oliver(1980) 자신의 연구에서뿐만 아니라 다른 연구들(곽동성, 김규동, 1997; 구순이, 1996, 1999; 김 광수, 곽원일, 1998; Churchill & Surprenant, 1982)에서도 지지되지 못하였다. Spreng, MacKenzie, & Olshavsky(1996)와 이학식과 임지훈(2001)의 연구에서도 기대 → 만족간의 관계는 다른 변수들에 의해 거의 다 매개되는 것으로 나타났다.

기대 → 불일치(본 연구에서는 예상 → 일치성)간의 관계에 관한 연구결과들도 혼재되고 있다. Churchill과 Surprenant(1982)의 연구에서 내구재의 경우에는 기대가 불일치에 負(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났으나, Video Disk Player의 경우에는 기대가 불일치에 正(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. Oliver(1980)의 연구에서는 기대가 불일치에 미치는 영향이 나타나지 않았다. 국내 연구의 경우에서도 구순이(1996, 1999: 의료서비스), 곽동성과 김규동(1997)의 연구에서는 기대가 불일치에 負(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났으나, 구순이(1999: 금융서비스), 김광수와 곽원일(1998)의 연구에서는 불일치에 미치는 영향이 나타나지 않았다.

이학식, 임지훈, 백형조(2003)는 반복구매상황에서 기대-불일치 패러다임을 연구하면서 변수들 간의 인과관계에 시간간격(time interv-al)의 조정적 역할을 고려한 연구의 필요성을 제기하였다. 이들의 연구에서는 첫 번째 구매상황에서의 만족이 다음 구매상황에서의 예상에 미치는 영향이 비유의적인 것으로 나타났는데, 이들은 이러한 결과가 시간간격에 의해 나타날 수 있음을 제안하였다. 즉, 첫 번째 구매의 만족과 다음 번 구매의 예상 사이에 시간간격이 짧을수록 소비자는 첫 번째 구매에서의 만족을 보다 두드러지게(salient) 느껴서 이를 다음 번 구매의 예상에 많이 반영할 것이며, 시간간격이 짧을수록 두 변수간의 관계에 다른 사건들이 개입될 가능성이 낮아져서 첫 번째 구매에서의 만족이 다음 번 구매의 예상에 미치는 영향이 강해질 것으로 생각하였다.

본 연구자들은 이학식, 임지훈, 백형조(2003)가 제안한 시간간격의 조정적 역할을 통해 기대 → 불일치간의 연구결과의 혼재된 이유를 설명할 수 있다고 본다. 이들은 반복구매 상황에서 변수들 간의 관계에 시간간격의 조정적 역할을 제안하였지만, 시간간격의 조정적 역할은 반복구매 상황뿐만 아니라 한번의 구매상황에서도 나타날 수 있을 것이다. 즉, 기대 - 불일치 패러다임의 종단적 연구(longitudinal study)를 실시할 경우, 기대의 측정시점(t₁)과 다른 변수들의 측정시점(t₂)간의 차이가 존재하기 때문에 상대적으로 기대의 영향력이 약해질 수 있음을 제안하는 것이다. 특히 이러한 차이는 t₁ 시점과 t₂ 시점간의 시간간격에 의해 조정될 수 있음을 전제하고 이에 대한 연구를 <연구 2>에서 실시한다. <연구 1>에서는 t₁ 시점과 t₂ 시점간의 차이가 대략 30분 정도였다. <연구 2>에서는 시간간격의 조정작용을 보다 명확히 하기 위해 10분(시간간격이 짧은 경우)과 한 달(시간간격이 긴 경우)의 두 가지로 조작하여 연구를 실시한다.

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