광고 창의성 측정을 위한 척도개발과 타당성 검증

4. 연구결과

1) 일차자료 탐색적 요인분석 결과

1차 자료수집에는 광고주 및 광고회사 임직원과 일반 소비자(대학생 포함)가 참여하였다. 2005년 8월중에 1차 자료수집을 하였으며, 처음 270부의 설문지가 배포되었으나 239부가 회수되어 최종 232부가 분석되었으며, 회수율은 85.9%이었다. 이는 조사에 사용된 항목수 103개의 5배 이상을 넘지 못하는 조건이나 232부는 척도개발을 위한 표본수가 적어도 200명 이상은 되어야 한다는 Boomsma(1982)의 가정을 충족시키는 수치이며, 이 조사는 Pilot 성격의 연구이므로 어느 정도 충분한 표본으로 판단하였다.

응답자 232명의 속성을 제시하면 다음과 같다. 성별로는 남자 111명(47.8%)과 여자 121명(52.2%), 연령별로는 10대 30명(12.9%), 20대 84명(36.2%), 30대 67명(28.9%), 40대 32명(13.8%), 50대 15명(6.5%), 60대 4명(1.7%)이었다. 직업별로는 자영업 5명(2.2%), 회사원 113명(48.7%), 공무원 27명(11.6%), 학생 55명(23.7%), 주부 32명(13.8%)이었다. 그리고 광고 주관 영역별로 보면 광고주 56명(24.1%), 광고회사 55명(23.7%), 소비자 121명(52.2%)이었다. 광고주와 광고회사에 소속된 응답자 111명의 담당 업무분야는 기획 33명(29.7%), 마케팅 15명(13.5%), 매체 8명(7.2%), 홍보 12명(10.8%), 카피라이터 18명(16.2%), 디자이너 17명(15.3%), 프로듀서 4명(3.6%), 크리에이티브 디렉터 4명(3.6%)이었다.

이 단계에서는 광고물을 제시하지 않은 상태에서 “창의적인 광고물을 보면 어떤 느낌이 드는가?”라는 질문으로 전반적인 광고 창의성에 대한 인식을 알아보았다. 문헌고찰과 심층면접에서 나타난 출현 주제 및 자유연상목록기 법 결과에서 나타난 초기 103개 항목을 응답자에게 제시한 결과를 자료의 축소에 유용한 탐색적 요인분석(EFA) 방법으로 분석하였다.

요인분석에 앞서, 조건 분석을 실시한 결과 KMO 측도가 .875이며, Bartlett의 구형성 검증도 유의하게 나타났고( χ2= 16670.23, df=5253, p<.001), 스크리 도표 점검에서도 한군데 이상에서 크게 꺾이는 곳이 있어 요인분석에 적합한 자료로 판단되었다. 한편, 초기 103개 항목 전체의 내적 일치도를 분석한 결과 Cronbach's α=.9554로 나타났으나, 이는 항목수가 많을 경우 대체로 신뢰도가 상승하는 경향을 반영하는 결과일 수 있다고 판단하였다.

최종적으로 주성분분석 방법으로 요인적재값 .50 이상에서 Varimax 1차 회전을 실행하여 Hair et al.(1998)의 권고에 따라 특정 항목의 요인적재값이 일정 기준 이하이거나, 다른 요인에 동시에 적재되는 항목들의 요인적재값 이 일정 기준의 절반 이상인 항목들을 제거해나간다는 두 가지 원칙을 바탕으로 요인분석을 수행하였다. 즉, 1차 회전에서 도출된 71가지 항목을 바탕으로 요인적재값이 .50에 이르지 못하였거나 특정 요인에 대한 적재값이 .50을 초과하더라고 다른 요인에 동시에 적재되는 요인적재값 .30 이상인 항목들을 하나씩 제거해나간다는 두 가지 원칙에 따라 요인분석을 반복하였다.

또한, 각 요인에 적재된 항목들의 전체적인 Cronbach's α값을 기준으로 특정 항목을 제거할 경우 신뢰도가 높아지는 경우에는 그 항목을 제거하고 다시 요인분석을 실행하였다. 4회 반복하여 요인분석을 실행한 결과, 더 이상 새로운 요인으로 묶여지지 않았다. 최종적인 요인분석결과, 광고 창의성은 9가지 요인의 41개 항목으로 구성되는 것으로 나타났으며, 이는 전체 변량의 65.27%를 설명하였다.

각 요인에 적재된 항목의 특성과 선행 연구에서 명명된 요인명을 고려하여, 요인1은 공감성, 요인2는 산만함, 요인3은 정교성, 요인4는 독창성, 요인5는 명료성, 요인6은 상관성, 요인7은 적합성, 요인8은 해결성, 요인9는 오락성으로 명명하였다. 1차 분석 결과에서는 선행연구에서 나타난 적용성, 의미성, 놀라움, 기억성은 나타나지 않았다. 전체 41개 항목의 내적 일치도를 분석한 결과 Cronbach's α=.8859로 나타났다. 이 지수는 척도개발 전문가들이 제시한 기준인 .70 이상을 훨씬 상회하는 수준이므로 본 연구에서 도출된 항목들은 매우 신뢰할만한 내적 일치 도를 확보하였다. 신뢰도 분석 결과, 각 요인별 내적 일치도 값 역시 α=.7861~.8927로 비교적 신뢰할만한 수준이었다.

이상에서 확정된 41개 항목을 광고회사의 크리에이티브 디렉터 1인과 크리에이티브 전공 광고학 교수 1인, 그리고 마케팅 전공 교수 1인에게 보내 표면 타당도를 확인하는 절차를 거쳤다. 전문가들은 광고 창의성은 제품과의 '상관성'이 강조되어야 다른 영역의 창의성과 구별된다고 지적하면서 상관성 문항을 추가하는 동시에 현대 사회의 광고가 수용자에게 '즐거움'을 주는 경향이 많으므로 이와 관련된 항목을 추가할 것을 권고하였다. 따라서 인터뷰 자료를 바탕으로 3개 항목(Q104 “제품의 특성을 알았다”, Q105 “제품이 궁금해진다”, Q106 “유쾌하다”)을 추가하였다. 결국, 이 단계에서는 1차 요인분석 결과에서 추출된 41개 항목에 3개 항목을 추가하여, 모두 44개 항목을 2차 조사에 필요한 변인으로 결정하였다.

2) 이차자료 탐색적 요인분석 결과

(1) 응답자의 특성

이차 자료수집에도 광고주, 광고회사, 그리고 소비자가 참여하였다. 2005년 10월중에 2차 자료수집이 진행되었는데, 남자 230명(51.0%)과 여자 221명(49.0%)으로 전체 451명이었다. 처음 500부의 설문지를 배포하였으나 459부가 회수되어 최종 451부가 분석되었고, 회수율은 90.2%이었다. 이는 2차 조사에 사용된 항목수 44개의 10.25배에 해당하는 표본으로써, 조사대상자가 적어도 항목 수의 5-10배가 되어야 한다는 Peter(1979)의 연구, 항목 수의 5배 이상이 되어야 바람직하다는 Bentler & Chou(1987)의 연구, 그리고 항목 수에 관계없이 표본크기가 최소한 200명 이상이어야 한다는 Booms ma(1982)의 연구, 항목 당 10명이 최소한의 기준이라는 Nunnally & Bernstein(1994)의 연구, 그리고 대략적으로 항목 수의 4-10배가 적절하다는 Hinkin(1995)의 연구 가정을 모두 충족시키는 수치라 하겠다.

응답자 연령별로 10대 6명(1.3%), 20대 162명(35.92%), 30대 173명(38.4%), 40대 90명(20.0%), 50대 15명(3.3%), 60대 5명(1.1%)이었으며, 직업별로 자영업 12명(2.7%), 회사원 302명(67.0%), 공무원 33명(7.3%), 학생 52명(11.5%), 주부 22명(4.9%), 기타 30명(6.7%)이었다. 광고 주관 영역별로, 광고회사 148명(32.8%), 광고주 111명(24.6%), 소비자 192명(42.6%)이었으며, 광고회사와 광고주 응답자 259명을 업무분야별로 알아본 결과, 기획 69명(26.6%), 마케팅 42명(16.2%), 매체 12명(4.6%), 홍보 28명(10.8%), 카피라이터 43명(16.6%), 디자이너 26명(10.0%), 프로듀서 9명(3.5%), 크리에이티브 디렉터 17명(6.6%)이었다. 광고물이 광고주, 광고회사, 소비자 집단별로 할당된 내용은, 매우 창의적인(HC) 광고에는 212명(47.0%), 보통 수준의(MC) 광고에는 137명(30.4%), 별로 창의적이지 않은(LC) 광고에는 102명(22.6%)이었다.

(2) 광고물의 조작 점검

조작 점검에 앞서서 광고 창의성 측정 항목들의 신뢰도를 측정한 결과 44개 항목의 전체 신뢰도는 α=.9201로 나타났다. 이후, 광고 창의성의 유형(HC/MC/LC)을 독립변인으로 삼고 광고 창의성 측정 44개 항목을 종속변인으로 하여 일원변량분석을 실시하였다. 광고 창의성 44문항을 비교한 결과, 창의성 수준의 평균값은 매우 창의적인 광고(m=4.7986, sd=.7766), 보통 수준의 광고(m=4.1888, sd=.9453), 별로 창의적이지 않은 광고(m=3.5254, sd=.9043) 순이었으며, 일원변량분석 결과 F(2, 427)=75.708(p<.001)로 통계적으로 유의한 것으로 나타남으로써 광고물 조작이 비교적 성공적이었다고 할 수 있다.

(3) 탐색적 요인분석과 항목의 정화

광고물 21개(HC 7개, MC 7개, LC 7개)를 제시하고 “지금 보신 광고를 어떻게 평가하시는지요?”라는 질문을 제시하여 구체적인 광고 창의성에 대한 인식을 알아보았다. 요인분석에 앞서, 표준형성 적절성의 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 측도와 Bartlett의 구형성 검증을 실시하였다. 검증결과, 표준형성 적절성의 KMO 측도가 .950이며, Bartlett의 구형성 검증도 유의하게 나타났다(χ2=13214.47, df=946, p<.001). 스크리 도표점검에서도 세 군데에서 크게 꺾이는 곳이 있어 요인분석에 적합한 자료로 판단되었다.

초기 44개 항목 전체의 내적 일치도를 분석한 결과 Cronbach's α=.9228로 나타났다. 요인분석의 전제가 충족되었으므로 분석에 앞서 적절한 회전 방법을 모색하였다. 먼저, 요인을 단순화하기 위하여 Verimax 방법으로 요인 적재값 .50 이상에서 회전한 결과, 초기 고유값 1 이상에 적재된 7개 요인이 추출되었고 이는 전체 변량의 66.57%를 설명하였다.

첫 번째 회전 이후 39항목이 도출되었으나 단일 항목은 척도로서의 의미가 미약하며 신뢰성검증이 불가능하므로 제거할 필요가 있다는 Nunnally & Bernstein(1994)의 권고에 따라 3항목이 제거되었으며, 최종적으로 36개 항목이 추출되었다. 한편, 요인적재값 .60 이상에서 베리멕스 회전을 실시한 결과, 요인수가 5가지로 축소되고 항목수도 27개로 줄었으나 설명변량은 66.57%로 나타나, 요인적재값 .50 이상으로 회전시킬 경우와 차이가 없었다.

척도개발 연구자들의 경험에 의하면(Bearden & Netemeyer, 1999; Hair et al., 1998; Nunnally & Bernstein, 1994), 대체로 .40~.60을 기준으로 요인을 회전시키지만 초기 항목수가 많고 기준을 높여도 설명 변량에 변화가 없다면 보다 보수적인 기준을 적용하여 항목수를 줄여도 무리가 없으므로 2차 자료의 탐색적 요인분석에는 .60을 기준으로 요인을 회전하였으며 최종 추출된 27개 항목을 대상으로 신뢰도를 검증하였다. 최종적으로 4회 반복하여 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 더 이상 새로운 요인으로 묶여지지 않았다. 표준형성 적절성의 KMO 측도가 .901이었으며, Bartlett의 구형성 검증도 유의하게 나타났다(χ2=4470.706, df=105, p<.001). 한편, 스크리 도표 점검에서도 세 군데 크게 꺾이는 지점이 있었으며 요인4 이후에서 고유값의 감소가 둔화되는 것으로 나타나 이를 최종 요인분석 자료로 판단하였다.

최종 요인분석 결과, <표 3>에 제시된 바와 같이 광고 창의성은 4가지 요인의 15개 항목으로 구성되는 것으로 나타났으며, 이는 전체 변량의 77.03%를 설명하였다. 각 요인에 적재된 항목의 특성을 고려하여, 요인1은 독창성, 요인2는 적합성, 요인3은 명료성, 요인4는 상관성으로 명명하였다.

3) 신뢰도 검증

최종적으로 추출된 15개 항목의 내적 일치도를 분석한 결과 Cronbach's α=.9116으로 나타났다. 이 지수는 척도개발 전문가들이 제시한 기준인 .70 이상(이학식, 김 영, 1997; Bearden & Netemeyer, 1999; Hair et al., 1998; Nunnally & Bernstein, 1994; Peterson, 1994)을 훨씬 상회하는 수준이므로 추출된 항목들은 신뢰할만한 내적 일 치도를 확보하였다고 할 수 있다. 신뢰도 검증에 있어서 Cronbach's α값은 각 요인별로 분리해서 계산해야 한다는 Nunnally & Bernstein(1994)의 권고에 따라 각 요인별로 계산한 결과, 독창성 α=.9125, 적합성 α=.9225, 명료성 α=.8814, 상관성 α=.7660이었다. 각 구성요인별 상관성 정도를 알아보기 위하여 Pearson 상관관계 분석을 실시한 결과, 독창성과 적합성(r=.623), 독창성과 명료성(r=.420), 적합성과 명료성(r=.576), 명료성과 상관성(r=.406) 사이에는 ‘상당한 관련성’이 있었으며, 적합성과 상관성(r=.395) 사이에는 약관의 관련성이, 그리고 독창성과 상관성(r=.186) 사이에는 전혀 관련성이 없는 것으로 나타났다. 각 구성요인별 신뢰도 분석 결과는 <표 4>에 제시된 바와 같다.

한편, 최종 도출된 15개 항목별로 어느 정도의 상관성이 있는지를 알아보기 위하여 Pearson 상관관계 분석을 실시하였다. <표 5>에 제시된 바와 같이, 각 요인에 속하는 항목들끼리는 비교적 강한 관련성을 가지고 있으나, 특정 요인에 속하는 항목들과 다른 요인에 속하는 항목간의 비교에서는 상관계수가 현저히 저하되고 있음을 알 수 있다. 즉, 다른 요인에 속하는 항목들과 특정 요인에 속하는 항목들끼리는 약한 관련성을 유지하거나 전혀 관련성이 없는 것으로 나타났는데, 이는 본 연구에서 도출된 15개 항목이 각 요인별로 비교적 높은 독립성을 유지한 것으로 해석할 수 있다.

4) 타당도 검증

(1) 내용 타당도

척도의 내용 타당도 양적 방법보다는 질적 방법으로 평가하는 것이 일반적이다(Blankson & Kalafatis, 2004). 그러나 본 연구에서는 질적 평가에 해당하는 표면 타당도를 확인한 이후에도15개 항목을 광고회사의 크리에이티브 디렉터 1인과 크리에이티브 전공 광고학 교수 1인, 그리고 이전에 척도개발 경험이 있는 마케팅 전공 교수 1인에게 보내 내용타당지수(CVI: Content Validity Index)를 확인하였다. 전문가들은 각 항목이 광고 창의성 측정과 관련이 있는지에 대하여 “전혀 관련없음”(1점), “약간 관련있음”(2점), “상당히 관련있음”(3점), “매우 관련있음”(4점)의 4점 척도로 평가하였다. 전문가의 평가 결과 중 3점과 4점에 체크한 항목들을 종합하여 항목 일치도를 구한 결과, CVI=.866으로 나타나 평정자간 합치도가 .80 이상이면 내용 타당도가 확보된다는 통계적 가정을 충족하였다.

(2) 구인 타당도

본 연구의 구인 타당도 측정을 위하여 일찍이 Campbel & Fiske(1959)가 제시한 이후 여러 연구에서 두루 사용된 다속성-다방법(MTMM: Multitrait-Multimethod) 행렬을 사용하였다. 수렴 타당도와 판별 타당도를 측정하기 위해, Haberland & Dacin(1992)의 연구에서 사용된 개념을 적용하였다. 즉, 광고창의성에 대해서는 최종 개발된 7점 Likert 척도 15개 항목의 평균값, 광고의 창의성을 1-10점으로 평가한 주관적 평가 점수의 평균값, 그리고 광고 내용에 대한 자유기술 개방형 질문의 평균값을 비교하였다.

주관적 평가는 “지금 보신 광고가 얼마나 창의적이라고 생각하시는지 1-10점으로 평가해주세요”라는 지시문을 제시하였으며, 자유기술 개방형 질문은 “지금 광고를 보시면서 떠오른 느낌이나 생각을 아래 빈칸에 간략히 적어주세요”라는 지시문을 제시하여 대상자들이 광고에 대한 느낌을 기술하도록 하였다. 주관적 평가는 1에서 10사이의 자연수로 응답자들이 기술한 내용을 코딩하였고, 자유기술 개방형 질문의 코딩은 “전혀 창의적이지 않다”(1) - “매우 창의적이다”(5)의 5점 척도로 코딩하였다. 코딩을 위하여 연구자와 광고학 전공 교수 1인이 각각 30개의 설 문지를 가지고 사전 코딩을 한 결과 89%의 일치율을 나타냈다.

이후, 광고 창의성의 유형(HC/MC/LC)을 독립변인으로 광고 창의성의 주관적 평가 문항과 자유기술 내용분석 문항을 종속변인으로 삼아 일원변량분석을 실시하였다. <표 6>과 같이 주관적 평가 문항의 평균값은 매우 창의적인 광고(m=7.48, sd=1.420), 보통의 광고(m=5.98, sd=1.828), 창의적이지 않은 광고(m=4.05, sd=1.874) 순이었으며, 일원변량분석 결과는 F(2, 448)=150.038 (p<.001)로 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 한편, <표 6>과 같이 자유기술 개방형 질문의 평균값은 매우 창의적인 광고(m=3.77, sd=1.281), 보통의 광고(m=2.66, sd=1.354), 별로 창의적이지 않은 광고(m=1.78, sd=1.208) 순으로 차이가 있었으며, 일원변량분석 결과도 F(2, 439)=85.993 (p<.001)으로 나타나 통계적으로 유의한 차이가 있었다.

수렴 타당도와 판별 타당도를 검증하기 위하여 광고 창의성의 비교 대상 구성개념으로 ‘광고의 유머러스한 정도’와 ‘광고하는 브랜드에 대한 태도’를 상이한 구성개념으로 설정하였다. 광고의 유머러스한 정도를 측정하기 위한 척도는 Haberland & Dacin(1992)의 연구에서 사용된 “광고가 웃기다” 및 “광고가 재미있다”라는 2개 항목을 제시하였고, 브랜드에 대한 태도는 여러 선행연구에서 사용된 7점의 브랜드에 대한 태도 측정척도를 사용하였다.

분석 결과, <표 7>에서 알 수 있듯이 본 연구에서 나타난 광고 창의성 측정 15항목은 수렴 타당도와 판별 타당도가 확보된 것으로 나타났다. 보다 구체적으로는, 광고 창의성을 Likert 척도로 측정할 경우와 주관적 평가를 할 경우 비교적 높은 상관관계(r=.739)를 나타냈고 다른 개념과 비교할 경우는 상관관계가 낮았다. 연구자들에 의하면(Bearden & Netemeyer, 1999; Campbel & Fiske, 1959; Churchill, 1979, 1992; Perrin, 2000), 상관계수 .05 이상이면 비교적 수렴 타당도가 높은 것으로 간주한다.

광고 창의성을 측정한 방법간의 상관계수(r=.739)가 다른 특성을 측정한 상관계수(유머광고 r=.692, 브랜드태도r=.667)의 절대값보다 높고 다른 방법간의 상관계수의 절대값보다 높게 나타났으므로 수렴과 판별을 인정할 수 있을 것이다. 또한, 광고 창의성(같은 특성)을 다른 방법으로 측정한 방법간의 상관계수가 다른 특성(유머 광고, 상표 태도)을 같은 방법으로 측정했을 때의 상관계수(유머광고 r=.620, 브랜드태도 r=.667) 보다 높게 나타났으므로 판별 타당도가 확보되었다. 수렴이란 하나의 개념을 측정하는 두 개의 척도는 흡사한 결과를 얻는다는 것이며 판별이란 측정하려는 개념이 다른 개념과 구별되는 능력을 의미한다는 점에서 본 연구에서 개발된 15개 항목은 비교적 높은 구인 타당도를 확보하였다고 볼 수 있다.

(3) 준거관련 타당도

어떤 측정척도가 타당성이 높을 경우 그 측정척도와 다른 어떠한 준거 변인과는 높은 상관관계가 있을 것이다. 본 연구에서는 공인 타당도와 예측 타당도를 검증하여 준거관련 타당도를 확인하였다. 공인 타당도를 검증하기 위하여, 본 연구 결과 나타난 광고 창의성 측정 15항목의 평균값과 Haberland & Dacin(1992)이 제시한 광고 창의성 측정항목 중 본 연구에서 사용된 4항목의 평균값을 비교하였다. 즉, “만족스러운 - 불만족스러운”(Q2), “유용한 - 유용하지 않은”(Q3), “좋은 - 나쁜”(Q4), “재미있는 - 재미없는”(Q6) 4항목이 비교대상 척도로 사용되었다. 또한, 홍재욱(2003)의 연구에서도 5항목이 사용된 바 있는 White & Smith(2001)의 15항목 중 본 연구에서 사용된 3항목- 즉, “적절한 - 부적절한”(Q15), “어울리는 - 어울리지 않는”(Q16), “잘 만든 - 못 만든”(Q18)을 사용하여 상관관계를 검증하였다.

검증 결과 <표 8>에 제시된 바와 같이 본 연구에서 개발된 15항목은 다른 준거 변인인 Haberland & Dacin(1992)의 척도와는 r=.829의 상관관계를, White & Smith(2001)의 척도와는 r=.847의 상관관계를 나타내어, 본 연구에서 개발된 척도는 다른 척도들과 비교하여 비교적 높은 상관을 유지함으로써 공인 타당도가 확보되었다.

한편, 예측 타당도를 확인하기 위하여 Peterson, Wilson, & Brown(1992)이 개발한 척도를 김재영과 유승엽(2001)이 번안하여 사용한 광고에 대한 태도 척도 및 Yoon(1992)의 연구에서 사용한 브랜드에 대한 태도 척도를 사용하여 검증하였다. <표 9>에 제시된 바와 같이, 이 검증 결과에서도 광고 창의성 15문항은 광고에 대한 태도(r=.784)와 브랜드에 대한 태도(r=.667)를 어느 정도 예측하는 것으로 나타났다.

5) 광고 창의성의 판별력

어떤 광고가 창의성이 높은 광고이며 어떤 광고가 창의성이 낮은 광고인지를 구분할 수 있다면 광고학계와 실무계에 보다 유용한 시사점을 제공할 것이다. 따라서 광고 창의성을 예측하는 지표를 알아보기 위하여 매우 창의적인(HC) 광고와 별로 창의적이지 않은(LC) 광고 두 집단으로 나누어 판별분석을 실시하였다. 전체 451명의 응답결과 중 결측값 및 범위를 벗어난 집단 코드를 제외한 303명(67.2%)의 응답 결과가 최종분석되었다.

매우 창의적인 광고와 별로 창의적이지 않은 광고의 판별성을 알아보기 위해 극단적인 2개 집단만을 비교하는 양극단 접근방법(polar extremes approach) 선택하였다. 독립변인은 요인분석 결과 추출된 독창성, 적합성, 명료성, 상관성 등 각 요인별 평균값이었으며, 종속변인은 매우 창의적인 광고(HC: 1)와 별로 창의적이지 않은 광고(LC: 2) 두 집단이었다.

분석에 앞서 판별분석에 적합한 자료인지를 알아보기 위해 공분산행렬의 동일성에 대한 Box 검증을 실시한 결과, 유의학률 p=.093으로 공분산이 동일하다는 영가설을 채택함으로써(p>.05), 판별분석을 수행하는 가정을 충족하였다. 판별함수 계수의 추정에 있어서 함수의 검증은 Wilks' Lambda( λ)를 기준으로 하였으며 진입방법은 단계적 방법을 사용하였다.

분석 결과, <표 10>에 제시된 바와 같이, 본 연구에서 사용한 모형은 통계적으로 유의한 것으로 나타났으며(Wilks’ λ=.476 χ2=222.273, df=3, p<.001), 변인간의 상대적 중요도를 의미하는 정준판별함수계수는 독창성(.571), 적합성(.565), 상관성(-.169) 순으로 나타났으며, 명료성은 제외되었다.

이를 바탕으로 광고 창의성의 판별력 모형(Discriminant Model of Advertising Creativity)을 ‘D = b₀ + b₁X₁ + b₂X₂ + ··· + b_kX_k'의 선형조합 형태로 제시하면 다음과 같다.

Dac = -4.340 + .571X₁(독창성) + .565X₂(적합성) -.169X₃(상관성)

한편, 정준 판별함수 계수들의 집단 중심점(group centroids)은 매우 창의적인 광고(HC)=.734이었으며, 별로 창의적이지 않은 광고(LC)=-1.490이었다. 이상의 판별력 모형이 대상을 어느 정도나 잘 분류하는지를 나타내는 정도인 판별 적중률(hit ratio)은 86.9%로 비교적 높게 나타났다. 따라서 본 연구에서 제시한 광고 창의성의 판별력 모형은 상당히 높은 수준의 판별력을 확보하였음을 알 수 있다.

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