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제 4장 연구결과 및 논의제1절 연구대상자의 일반적 특성본 연구의 실험집단의 인구통계학적 특성을 성별, 연령별, 직업별, 월 소비 수준별(한달 용돈)로 살펴본 결과는 <표 4-1>과 같다.
연구대상자의 성별 분포를 보면 전체 응답자 172명 중 남자가 45.9%(79명), 여자가 54.1%(93명)로 성비의 균형을 이루고 있다. 연령별 분포를 살펴보면, 전체 172명 중 20대가 152명(88.4%), 30대개 18명(10.5%), 40대가 2명(1.2%)으로 구성되었으며, 이들 중 20대와 30대의 집단 비율이 전체의 98.8%이었다. 이는 본 연구에서 사용된 광고물이 2535세대에 한정된 제품이므로 이들 연령층에만 한정한, 본래의 목적에 충실했다고 볼 수 있다. 직업별 분포는 대학생(대학원생 포함)이 53%(91명)으로 가장 많았으며, 직장인 23.3%(40명), 교사 16.3%(28명)으로 그 다음으로 가장 많았으며, 전문직이 6.4%(11명), 주부가 1.2%(2명)로 미미한 분포를 나타냈다. 소비 수준별 분포는 30～40만 원대의 용돈을 쓰는 사람이 전체의 38.6%(61명)으로 가장 많았으며, 50만원 이상은 25.9%(41명), 40～50만 원대는 18.4%(29명), 20～30만 원대는 13.3%(21명), 10만～20만 원대는 3.8(6명)로 나타났다. 또한 결혼유무별 분포는 미혼이 91.9%(158명), 기혼이 8.1%(14명)이었다. 이상 인구통계학적 특성으로 볼 때 본 연구의 대상자는 20～30대의 연령층의 대학생과 직장인이 대부분이며, 월 소비수준은 30～40만 원대이고 미혼인자들임을 알 수 있다. 본 연구자는 연구문제 1-1인 ‘광고에 의해 유발된 느낀 감정의 차원은 무엇인가?’를 알아보기 위해 느낀 감정에 해당하는 설문항목 27개 항목을 투입, 요인분석(factor analysis)하였고 요인회전 방법은 배리맥스회전 방법을 사용하였다. 그 결과는 <표 4-2>와 같이 나왔다.
고유값(eigen value)이 1이상인 것과 스크릿 플롯(scree plct) 기준 분류를 바탕으로 묶여지는데 <표 4-2>에서 볼 수 있는 바와 같이 3개의 요인이 추출되었다. <요인 1>은 흐뭇하다, 편안하다, 즐겁다, 유쾌하다, 믿을 수 있다, 친숙하다, 따뜻하다 등 플라칙의 수용(acceptance)과 즐거움(joy)에 해당되는 감정들로시, 매우 긍정적이 차원이다. <요인 3>은 불안하다, 불쾌하다, 짜증난다, 슬프다 등 플라칙의 거부(disgust), 슬픔(sadness) 등에 해당되는 감정들로서, 매우 부정적인 차원이다. 다음은 각 요인별 분산량을 살펴보았다. <요인 1>은 전체의 67%로 대부분을 차지하고 있고, <요인 2>는 12%, <요인 3>은 6%를 차지하고 있으며, 전체의 누적 분산량은 85%이다. 이들 각각을 요약, 정리하기 위해 각 요인의 이름을 부여하였다. <요인 1>은 인간이 경험할 수 있는 모든 정서(느낀 감정)을 포괄할 수 있는 플라칙의 모형에서 볼 수 있듯 수용과 즐거움은 매우 인접하여 있는 감정들로서 본 연구에서는 이들이 혼합되어 하나로 묶여진 것으로 보인다. 즉 소비자들이 광고라는 대상이 전달하는 메시지를 심정적으로 받아들이고 있을 뿐만 아니라 재미있어 하며, 스스로 즐기고 있음을 말해준다. 그러므로 <요인 1>을 ‘즐거움’으로 명명하였다. <요인 3>은 <요인 1>이 긍정적인 것과 반대로, 대상을 멀리하거나 밀어내고 싶은 감정들이다. 그러므로 <요인 3>은 ‘거부감’ 으로 명명하였다. <요인 2>는 광고에서 보여주는 어떤 상황이나 장면이 색다르거나 신기함 때문에 자극을 받아 소비자들이 순간 놀라고, 광고의 상황이나 장면에 끌려 그 정체나 내용을 알고 싶어함을 말해 준다. 그러므로 <요인 2>은 ‘호기심’으로 명명하였다. 연구문제 1-2인 ‘광고에 대한 평가적 감정의 차원은 무엇인가?’를 알아보기 위해 광고의 전반적인 평가나 배경, 음악, 모델 등 광고가 보여주는 여러 가지 요소에 대한 평가적 감정에 해당하는 총 33문항을 역시 요인분석 하였으며, 회전방법은 역시 배리맥스 회전방법을 사용하였다. 그 결과는 <표 4-3>과 같이 나왔다.
평가적 감정의 요인분석 결과 역시 고유값(eigen value)이 1 이상인 것과 스크릿 플럿(scree polt) 기준 분류를 바탕으로 묶으면, <표 4-3>에서 보는 바와 같이 4개의 요인이 추출된다. <요인 1>은 강렬하다, 특이하다, 새롭다, 시선을 끈다, 인상적이다, 자연스럽다 등 광고의 표현에 대한 평가적 반응틀이다, 소비자들이 광고의 독창성(Originality)에 대해 소비자가 관심을 보인다는 것을 말해준다. <요인 2>는 아름답다, 순수하다, 서정적이다, 가족적이다 등 광고의 제작 구성방식에 대한 평가적 반응들이다. 즉 시각(視覺)대상으로서 광고의 조형성(造型性), 미(美)차원으로써 광고를 평가하고 있음을 말해준다. <요인 3>은 역동적이다, 활기차다, 속도감 있다, 산만하다, 가볍다, 과정됐다, 유치하다 등 광고에서 보여주는 장면이나 분위기의 속도감, 움직임 등 동(動)적 표현에 대한 소비자의 반응이다. <요인 4>는 컬러풀하다, 평범하다,어색하다 등 광고의 제반요소들이 서로 잘 절적하게 어울리고 있는지, 자연스럽게 느껴지는지에 해당되는 감정들이다. 즉 화려한 색상으로 현란하게 제작된 광고들에 대해 소비자들은 그것이 전반적인 제반요소들과 비교해볼 때 자연스럽지 못해 어색하다고 생각하는 것이다. 다음은 각각의 요인별 분산량을 살펴보았다. <요인 1>은 전체분산의 62%로 대부분을 차지하였고, <요인 2>는 14%, <요인 3>은 13%, <요인 4>는 3%이면 전체 누적 분산량은 92%이다. 평가적 감정의 요인분석 결과, 구체적인 항목과 요인들을 대표하는 이름을 다음과 같이 부가하였다. <요인 1>은 독특함으로서, <요인 2>은 세련됨으로, <요인 3>은 활기참으로, 또한 <요인 4>는 어울림이다. 이상 ‘느낀 감정’의 요인분석 결과와 ‘평가적 감정’의 요인 분석결과를 종합하면 아래 <표 4-4>과 같이 정리하였다.
<표 4-4>에서 보는 바와 같이 광고의 유발 감정은 “즐거움, 호기심, 거부감, 독특함, 세련됨, 활기참, 어울림”요인에 대한 소비자의 반응이 가장 많았다(62%). 이는 주관적으로 느낀 감정에는 소비자들이 광고에 통해 흐뭇함, 편안함, 즐거움, 유쾌함, 신뢰감, 친숙함 등 매우 긍정적인 차원의 감정을, 광고의 표현적 특성에 대해서는 강렬함, 특이함, 새로움, 시선을 끔, 인상적임 등 광고의 독창성(Originality)에 대한 평가적 감정을 가장 유발되었음을 말해준다. 제3절 광고의 유발 감정이 제품 구매의도에 미치는 영향에 대한 공변량 구조분석 앞에서도 설명하였듯 여타의 연구들에서는 기존의 이론적 모형을 토대로 설정한 바, 본 연구에서는 보다 객관적인 해답을 구하기 위하여 정준 상관분석을 실시하였다. 느낀 감정과 평가적 감정에 대한 요인 분석에서 추출한 7개의 요인(<표4-4> 참고)들을 각각 하나의 요인으로 간주하였고 광고인지(factor 8), 광고 태도(factor 9), 상표태도(factor 10) 그리고 구매의도(factor 11) 역시 하나의 요인으로 간주하였으므로, 총 11개의 요인이 존재한. 따라서 하나의 요인과 다른 요인들간의 관계에 대한 경우의 수가 55가지가 발생하였다. 55개의 상관행렬을 만든 후 각각의 관게에 대한 성준 상관분석을 실시하였다. 그 결과에서 유의한 성준 상관계수를 갖는 값들을 찾아보았다. 우선 본 연구에서 관심이 되는 제품의 “구매의도”와 다른 요인들간의 유의한 계수들을 살펴보았다.
<표 4-5>에서 볼 수 있는 바와 같이 광고의 유발 감정 중 “독특함, 호기심. 세련됨”은 구매의도와 매우 뚜렷한 선형관계임을 나타내고 있다.
한편 <표 4-6>에서 보는 바와 같이 광고인지, 광고태도, 상표태도 역시 구매의도에 뚜렷한 선형관계를 나타내고 있다. 다음으로 기타 변수들의 관계들에 대해 살펴보았고 의미 있는 관계들을 <표 4-7>에 정리하였다.
광고의 유발 감정 중 느낀 감정과 평가적 감정의 유의미한 상관관계를 가지고 있는 것은 “즐거움과 거부감”, “호기심과 독특함”, 그리고 “활기참과 어울림”, 이다. 이상의 결과들을 종합하여 광고의 유발 감정이 구매의도에 영향을 미치는 과정에서 각각 변수들이 어떻게 선형관계를 이루고 있는지 살펴보았고 이들 요인들간의 인과관계는 어떠한지를 알아보기 위해 공변량 구조분석을 할 것이다. <그림 4-1>은 정준 상관 분석 결과를 토대로 새롭게 제안된 모델이다.
LISREL 프로그램의 중요한 이점 중 하나는 모델의 전반적인 적합도를 평가할 수 있고, 적합도가 결여됐을 경우 모델에서의 문제점을 찾아 낼 수 있다는 점이다. 제안한 모델이 경험 자료에 얼마나 잘 맞는지를 전체적으로 검증하는 방법에는 χ²법, 적합도 지수(GFI), 조정 적합도 지수(AGFI) 및 잔여오차 평균지수(Root Mean Squared Residual: RMR or RMSR)등이 있다. 본 연구에서는 제안한 모델(<그림 4-1> 참고)에 대한 적합도를 평가한 결과, <표 4-8>과 같이 나왔다.
①카이제곱 검정법(χ². CHI-SQUARE WITH 31 DEGREES OF FREEDOM) 주어진 자료가 정규분포를 따른다는 가정 하에서 카이제곱 검정을 수행한 결과 검정 통계량으로 자료가 큰 경우에는 통계적 검정력이 매우 좋은 검정방법이다. <표 4-8>에서 보는 바와 같이 χ²의 값이 126.89이며, 그에 대응하는 P값이 0.00이므로 설정된 모형은 자료에 적합하다고 할 수 있다. ② 적합도 지수검정법(Goodness-of-Fit Index) 이 통계량의 값은 일반적으로 0과 1사이에 존재하며 1에 가까우면 모형은 자료에 적합하다고 할 수 있는데, 특히 0.9이상이면 매우 적합한 모형이 설정 되었다고 결론지을 수 있다. <표 4-8>에서 보는 바와 같이 그 값이 0.90으로 매우 적합한 모형이라고 할 수 있다. ③ 조정된 적합도 지수검정법(Adjusted Goodness-of- Fit Index) 독립변수의 수가 많아지면 적합도 지수검정법(GFI)의 값이 커지는 경향이 있다. 그러므로 이러한 단점을 보완하기 위하여 GFI를 독립변수의 수에 따라서 수정한 지수검정법을 말한다. <표 4-8>에서 보는 바와 같이 조정된 적합도 지수(AGFI)가 0.76으로, 비교적 적합한 모형임이라고 할 수 있다. 제안된 모델을 검증하기 위해 사용된 공문산 행렬은 <표4-9>와 같다.
①측정 모델의 대한 해석 측정모델은 관찰된 변소와 이론변수간의 추정된 관계, 관찰변수 전여변랑 그리고 관찰변수들의 잔여오차간 공변량을 다루고 있다.
측정변수(ｙ)와 이론변수인 내생변수(η)간의 관계인 LAMBDA-Y는 <표 4-10>과 같은 결과로 제시되었다. Eta1(구매의도), Eta3(세련됨), Eta4(광고인지), Eta5(광고태도), Eta6(상표태도)은 1개의 관찰변수(ｙ)로 간주하였으므로 이들간의 관계는 모두 1이다. 다만 Eta2(호기심과 독특함)은 2개의 측정변수로, ｙ2(‘호기심’)을 1로 고정시키면, 나머지 ｙ3(‘독특함’)와 비교(1.78)하여 구성개념에 대한 상대적인 기여도를 해석하는데 도움이 된다. 이론변수인 외생변수(ξ)가 측정변수(ⅹ)에 의하여 유래되고 있는 정도를 나타내는 LAMBDA-X 매트릭스<표 4-11>를 살펴보았다.
Ksi1(즐거움과 거부감)과 Ksi2(활기참과 어울림)은 각각 2개의 측정변수로 구성되어 있다.Ksi1과 ⅹ1(즐거움), Ksi2와 ⅹ3(활기참)의 관계를 각각 1로 고정시켰다. ② 구조 모델에 대한 해석 LISRES 분석결과에 의하면 이론 모델에 대한 경로계수는 BETA GAMMA매트릭스로 나타나며, 다중상관제곱(SMC)의 값이 함께 제시된다. 여기서 경로계수는 영향의 강도가 얼마나 되는지를 말하며 부호는 방향성을 의미한다. 또한 SMC의 값은 하나의 내생변수에 대응되는 측정변수의 설명정도를 의미한다.
<표 4-13>는 광고의 유발 감정이 구매의도에 미치는 영향에 대한 공변량 구조모델 분석을 통해 모델내의 제 변수들에 대한 효과계수(Effect coefficient)를 확인할 수 있다. <그림 4-2>는 이를 도해화한 것이다.
가. BETA(β)행렬 <표 4-12>, <표 4-13>에서 볼 수 있는 바와 같이 내생변수들간의 관계를 나타내는 BEATA 행렬은 η2인 “호기심과 독특함” 차원의 감정, η3인 “세련됨”차원의 감정, η4인 광고인지, η5인 광고태도, η6인 상표태도가 구매의도인 η1에 직접적으로 미치는 영향에 관한 β계수들이다. 우선 구매의도에 직접적으로 영향을 미치는 감정들에 관해 경로계수들의 값부터 살펴보았다. 첫째 BETA(β)행렬에서 η2→η1에 대한 경로계수가 0.08이며, 부호는 “”이다. 즉, “호기심과 독특함 차원”의 감정이 구매의도에 영향을 미친다는 가정이 “부(“”)효과가 있음을 볼 수 있다. 그 값이 0.08인 것은 거의 0에 가까우므로 “호기심 차원과 독특함 차원”의 감정은 구매의도에는 거의 영향을 미치지 않는 것임을 알 수 있다. 둘째로, η3→η1에 대한 부분을 살펴보면 경로계수가 1.14로 “세련됨 차원”의 감정이 구매의도에 미치는 영향은 매우 크게 나타났으며, 그 효과는 “정(+)”관계임을 볼 수 있다. 그 밖에 구매의도에 직접적으로 영향을 미치는 변수들은 η5인 광고인지, η6인 광고태도, η7인 상표태도이다. 이들의 관계 역시 BETA(β)행렬을 살펴보았다. 첫째 η4 →η1에 대한 부분을 살펴보면 경로계수가 0.05로 광고인지가 구매의도에 영향을 미치나, 그리 크지 않는 것으로 나타났으며, “정(+)”효과가 있음을 알 수 있다. 둘째 η5 →η1에 대한 부분을 살펴보면 경로계수가 -1.32로, 광고태도는 구매의도에 상당히 영향을 미침을 알 수 있으며, 그 효과는 “부(-)”의 관계임을 알 수 있다. 셋째 η6 →η1에 대한 부분을 살펴보면 경로계수가 1.14로, 상표태도 역시 광고태도와 마찬가지로 구매의도에 상당히 큰 영향을 미치며, “정(+)” 효과가 있음을 알 수 있다. 또한 광고인지, 광고태도, 상표태도 간의 관계도 역시 BETA(β)행렬에서 살펴보았다. η6 →η4 과 η6 →η5에 대한 경로계수가 각각 1.21, 0.99이므로, 상표태도는 광고인지와 광고태도에 상당히 큰 영향을 주는 것을 볼 수 있다. 또한 η5 →η4에 대한 부분을 살펴보면 경로계수가 -1.26으로, 광고태도는 광고인지에 상당히 큰 영향을 주며 그 효과는 “부(-)의 관계이다. BETA(β)행렬에서 광고인지, 광고태도, 상표태도가 “세련됨” 차원의 감정에도 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 이들의 경로계수를 살펴보면, 즉 η4 → η3, η5 →η3, η6 →η3에 대한 경로계수가 각각 0.21, 0.67, -0.32이다. 이들 중 광고태도가 가장 크게 영향(+)을 미치며, 상표태도는 비교적 영향을 미치는데, 그 효과는 “부(-)”임을 알 수 있다. 다음 감정과 감정들끼리의 관계 역시 BETA(β)행렬에서 살펴보았다. η3 →η2에 대한 경로계수 0.86으로, “세련됨” 차원의 감정은 “호기심과 독특함”차원의 감정에 비교적 크게 영향을 미치며, 그 효과는 “정(+)”임을 볼 수 있다. 나. GAMMA(γ)행렬 외생변수와 내생변수들간의 관계를 나타내는 GAMMA행렬(<표 4-12>, <표 4-13> 참고)은 “즐거움과 거부감(ξ1)” 차원의 감정과 “활기참과 어울림(ξ2)”이 내생변수인 η3인 “세련됨”차원의 감정, η4인 광고인지, η5인 광고태도, η6인 상표태도에 미치는 영향에 관한 γ계수들이다. 먼저 ξ1인 “즐거움과 거부감”이 내생변수에 영향을 주는 관계를 살펴보았다. ξ1→ η4에 대해서는 경로계수가 -1.44로, “즐거움과 거부감”차원의 감정이 광고인지에 상당히 크게 영향을 미치며, 그 효과는 “부(-)”인 것으로 나타났다. ξ1 → η5에 대해서는 경로계수가 0.32로, “즐거움과 거부감”차원의 감정이 광고태도에 영향을 미치며, 그 효과는 “정(+)”인 것으로 나타났다. 또한 ξ1 → η6에 대해서는 경로계수가 1.05로 “즐거움과 거부감”차원의 감정이 상표태도에 상당히 크게 영향을 미치며, 그 효과는 “정(+)”인 것으로 나타났다. 다음 ξ2인 “활기참과 어울림”이 내생변수에 영향을 주는 관계를 살펴보았다.ξ2 → η2에 대한 부분을 보면, 경로계수가 -0.50으로 “활기참과 어울림” 차원의 감정이 “호기심과 독특함”차원의 감정에 비교적 큰 영향을 미치며, 그 효과는 “부(-)”인 것으로 나타났다. ξ2 → η3에 대해서는 경로계수가 0.40으로, “활기참과 어울림” 차원의 감정이 “세련됨” 차원의 감정에 영향을 미치는 것을 볼 수 있다. 다. 다중상관계수 제곱(SMC: SQUARED MULTIPLE CORRELATIONS FOR STRUCTURAL EQUATIONS) 다중상관계수 제곱의 값은 <표 4-12>에서 살펴보았다. η1은 0.94, η2는 0.48, η3는 0.83, η4는 0.08, η5는 0.97, η6는 0.81을 나타났다. 이 값들은 앞에서도 설명하였듯 하나의 내생변수에 대응하는 측정변수들에 의해서 얼마나 설명할 수 있는지를 의미한다. 즉 η1의 0.94는 구매의도에 대응되는 변수들에 의해 48%정도 설명되며, η2의 0.48은 “호기심과 독특함” 차원의 감정에 대응되는 변수들에 의해 48%정도 설명된다. 그 밖의 것들 역시 마찬가지 의미를 갖는다. 다만 η4(광고인지)가 0.08인 것은 8%만이 이 모델내의 예측변수들에 의하여 설명되고 있음을 말하는 것으로써, 이는 광고인지는 이 모델에 포함되지 않은, 다른 요인들에 의해 영향을 받는다. 4. 제안모델에 대한 총효과(Total effects)와 간접효과(Indirect effects) 분석 다음은 본 연구모델에 게재된 매개변수들간의 총효과와 간접효과를 LISREL를 통해 살펴보았다. 그 결과는 <표 4-14>와 같다.
광고의 유발 감정이 구매의도에 미치는 영향에 대한 경로모델의 직접효과 (<표 4-13> 참고)를 간접효과, 총효과 분석에 대한 결과(<표 4-14>참고)와 비교하여 다시 <표 4-15>로 정리하였다.
<표 4-15>를 볼 수 있는 바와 같이 ξ1인 “즐거움과 거부감”과 ξ2인 “활기참과 어울림”은 η1인 구매의도에는 영향을 주는 총효과는 각각 0.82, 0.46이며 모두 “정(+)”적인 관계이다. 이는 간접효과와 동일한 값이다. 즉 “즐거움과 거부감” 그리고 “활기참과 어울림”은 구매의도에 직접적인 영향을 미치지는 않으며, 모델 내의 다른 변수들을 통해 구매의도에 간접적으로 영향을 미치고 있음을 암시해준다. η3인 “세련됨”의 경우를 살펴보면 구매의도에 대한 직접효과는 1.14이며 간접효과는 -0.07이다. 따라서 총효과는 1.07만큼 영향을 미치고 있음을 볼 수 있다. 다음으로 η4인 광고인지, η5인 광고태도, η6인 상표태도의 경우를 살펴보았다. 이들은 구매의도에 각각 0.05, -1.32, -1.14만큼의 직접적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 또한 구매의도에 간접적인 영향을 주기도 하는데, 그 효과는 각각 0.21, 0.87, -1.85이다. 결국 총효과는 각각 0.05, -1.45, 1.29이다. 따라서 광고태도와 상표태도는 구매의도에 큰 영향을 미치며, 광고태도는 구매의도에 “부(-)”의 관계, 상표태도는 “정(+)”의 관계를 나타냄을 알 수 있다. 결국 구매의도에 직접적으로 가장 크게 영향을 미치는 것은 광고태도 (-1.32)이며, 그 다음은 “세련됨”(1.14), 상표태도(1.14)이며 다른 변수들은 미미한 것으로 나타났다. 또한 간접적으로 가장 크게 영향을 미치는 것은 상표태도(-1.85)이며 그 다음은 “즐거움과 거부감”(0.82), 광고태도(0.87) 등이다. 총효과로 가장 크게 영향을 미치는 것은 광고태도(-1.45)이며, 그 다음은 상표태도(1.29), “세련됨”(1.07), “즐거움과 거부감”(0.87) 순이다. η2인 “호기심과 독특함 차원”에 효과를 미치는 것들이 어떤 방법으로 얼마만큼 인지를 살펴보았다. 우선 ξ1인 “즐거움과 거부감”은 “호기심과 독특함”에는 직접적인 영향을 미치지는 않으며 간접적인 효과를 미치게 되는데, 그 효과는 총효과와 동일한 값이다(0.51) ξ2인 “활기참과 어울림”은 “호기심과 독특함”에 0.21만큼의 직접적인 효과를 미치고 간접효과는 0.34이며 총효과는 -0.16이다. η4인 광고인지, η6인 상표태도의 경우는 “호기심과 독특함”에 직접적인 영향을 미치지는 않지만 간접적인 영향을 미치는데, 그 효과는 각각 0.21, 0.57, 0.29이다. “호기심과 독특함”에 직접적으로 가장 큰 영향을 미치는 것은 “세련됨”(0.86)이며 간접적으로 가장 큰 영향을 미치는 것은 광고태도로 그리 크지않은 효과를 준다(0.57). 총효과로는 “세련됨”(0.86)이다. 다음 η3인 “세련됨”에 직?간접적인 효과가 무엇인지를 살펴보도록 한다. “활기참과 어울림”의 경우 “세련됨”에 0.40만큼의 직접적인 효과를 미치게 된다. 한편 “즐거움과 거부감”의 경우는 “세련됨”에 직접적인 효과를 미치지는 않지만, 간접적인 영향을 미치며, 그 효과는 0.59가 된다. 마지막으로 광고인지와 광고태도, 상표태도에 대해 영향을 미치는 감정을 살펴보았다. 느낀 감정 중 “즐거움과 거부감”만이 0.63, 1.39, 1.05만큼의 총 효과를 미치게 된다. 지금까지 광고가 유발하는 감정과 구매의도의 공변량 구조 분석 그리고 총 효과와 간접효과 분석에 대한 통계량을 살펴보았고, 이를 바탕으로 본 연구의 문제에 대한 결과를 다음절에서 제시한다. 연구문제 2-1인 “느낀 감정과 평가적 감정이 광고인지에 미치는 영향은 어떠한가?”에 대한 결과를 얻기 위해 느낀 감정과 평가적 감정이 광고인지에 미치는 영향을 직접효과, 간접효과 그리고 총 효과로 구분하여 살펴보았다.
<표 4-16>에서 보는 바와 같이 광고의 유발감정 중 ξ1인 “즐거움과 거부감”이 η4인 광고인지에 직, 간접적으로 영향을 주고 있음을 알 수 있다. 이를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 직접적인 효과는 -1.14로, 상당히 크게 영향을 미침을 알 수 있다. 그러나 그 효과는 “부(-)”의 관계이다(<그림 4-2>에서 보듯 ξ1→η4에 대한 경로계수가 -1.44임). “즐거움과 거부감”의 느낀 감정은 위에서 보듯 직접적인 영향을 미치기도 하지만 간접적으로 영향을 미친다(간접효과:1.07). 간접적 영향에 대한 구조적관의 구조적으로 살펴보면 다음과 같다. 즉 이들 감정은 <그림 4-2>에서 보는 바와 같이 η5 인 광고태도, η6인 상표태도(ξ1 →η5, ξ1→η6)에 각각 0.34, 1.05만큼 직접적인 영향을 준다. 또한 광고태도와 상표태도는 다시 광고인지에 크게 영향을 준다.(각각 η5 →η4:1.21, η6 →η4:-1.26). 따라서 “즐거움과 거부감”은 광고태도와 상표태도를 통해 광고인지에 1.07만큼 간접적으로 영향을 주며(“즐거움과 거부감”→상표태도→광고인지 혹인 “즐거움과 거부감”→광고태도→광고인지), 결국 총 효과는 0.63만큼 낮아졌다. 다음은 광고인지(η4)에 대한 다중상관계수를 살펴보았다. 그 값이 0.08로, 이는 광고인지가 이 모델내의 측정된 변수들에 의하여 8%만이 설명된다는 의미한다. 즉 광고인지는 본 연구의 모델(<그림 4-2> 참고)에 포함되지 않은, 다른 요인들에 영향을 받는다. 이를 종합해보면 소비자가 광고 접촉시 “즐겁다든지” 혹은 “거부감을 느낀다든지” 하는 감정을 강할수록 광고인지도는 비교적 높아진다는 것을 알 수 있다. 연구문제 2-2인 “느낀 감정과 평가적 감정이 광고태도에 미치는 영향은 어떠한가?”에 대한 결과를 위해 느낀 감정과 평가적 감정이 광고태도에 미치는 영향을 직접효과, 간접효과 그리고 총 효과로 나누어 살펴보았다.
<표 4-17>에서 볼 수 있는 바와 같이 광고에 의해 유발된 느낀 감정 중 “즐거움과 거부감(ξ1)”이 η5인 광고태도에 직, 간접적으로 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 이를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 직접적인 영향은 <그림 4-2>의 경로모델에서도 확인할 수 있듯(ξ1→η5(γ51)에 대한 경로계수는 0.34임) 0.34이다. 그 값이 0보다 크므로 일단 영향을 미치되, 그리 크지 않으며 그 효과는 “정(+)”의 관계이다. 간접적인 영향은 1.04로 아주 큰 것을 볼 수 있다. 이는 <그림 4-2>의 경로모델에서 보듯 ξ1인 “즐거움과 거부감”이 상표태도에 직접적인 영향 (ξ1→η5: 1.05)을 주고, 상표태도 역시 광고태도에 직접적인 영향(η5→η6:0.99)을 준다. 결국 “즐거움과 거부감”은 상표태도를 통해 광고태도에 간접적으로 영향을 준다(“즐거움과 거부감”→상표태도→광고태도). 따라서 느낀 감정 중 “즐거움과 거부감”은 직접적으로 미치는 영향은 그리 크지 않으나, 간접적인 경로를 거치면서 그 효과를 커짐을 알 수 있다.(총 효과는 1.39임). 광고태도의 다중상관계수는 0.94으로서, 94%의 큰 비율로 대응되는 관찰변수들에 의해 잘 설명을 해 주고 있음을 볼 수 있다. 이를 종합해보면 소비자가 광고 접촉시 “즐겁다든지” 혹은 “거부감을 느낀다든지” 하는 감정을 강하게 느낄수록 광고태도도 역시 높아진다는 것이다. 연구문제 2-3인 “느낀 감정과 평가적 감정이 상표태도에 미치는 영향은 어떠한가?”에 대한 결과를 얻기 위해 느낀 감정과 평가적 감정이 상표태도에 미치는 영향을 직접효과, 간접효과 그리고 총효과로 구분하여 살펴보았다.
<표 4-18>에서 보는 바와 같이 느낀 감정 중 “즐거움과 거부감”은 상표태도에 직접적인 영향만 준다. 결국 총효과는 직접효과와 동일한 값이다. 직접적인 효과 및 총효과는 <그림 4-2>의 경로모델에서 볼 수 있듯이 1.05이며 부호는 “+”이다. (ξ1→η6(γ61)에 대한 경로계수가 1.05임). 또한 η5인 광고태도의 다중상관계수(SMC)는 0.81이며, 광고태도에 대응되는 변수들이 81% 정도로 비교적 높게 설명을 해 준다고 할 수 있다. 이를 종합해보면 소비자가 광고 접촉시 “즐겁다든지” 혹은 “거부감을 느낀 다든지” 하는 감정을 강하게 느낄수록 상표태도도 역시 크게 높아짐을 알 수 있다. 연구문제 2-3인 “느낀 감정과 평가적 감정이 구매의도에 미치는 영향은 어떠한가?”를 위해 느낀 감정과 평가적 감장이 제품의 구매의도에 미치는 영향을 직접효과, 간접효과 그리고 총 효과로 나누어 살펴보았다.
구매의도에 직접적인 영향(효과)을 미치는 광고감정은 <표 4-18>에서 보는 바와 같이 η3인 “세련됨”, η2인 “호기심과 독특함”이다. 이중 “호기심과 독특함”이 구매의도에 직접적으로 영향을 주는 정도는 경로모델(<그림 4-2>참고)에서도 확인할 수 있듯이 0.08이며(η2→η1에 대한 경로계수는 0.08임), 부호는 “-”이다 즉, “호기심과 독특함 차원” 의 감정이 구매의도에 영향을 미치는 정도는 그 값이 거의 0에 가까우므로 그 효과는 아주 미미하다고 할 수 있다. 반면 “세련됨” 이 구매의도에 직접적으로 영향을 주는 정도는 1.14로, 대단히 큰 영향을 주며 그 효과는 “정(+)”의 관계이다(η3→η1에 대한 경로 계수가 1.14임). 구매의도에 간접적으로 영향을 주는 광고의 감정은 <표 4-18>에서 보는 바와 같이 느낀 감정의 “즐거움과 거부감(γ11)”과 평가적 감정의 “활기참과 어울림(γ12)”이다. 이를 좀더 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. “즐거움과 거부감”의 감정은 광고인지, 광고태도, 상표태도에 직접 영향을 미치며(<그림 4-2>에서 ξ1→η4, ξ1→η5, ξ1→η6), 혹은 이들 변수들이 “세련됨”의 감정에 직접 영향을 준 후 구매의도에 간접적으로 영향을 미친다(“즐거움과 거부감”→광고인지, 광고태도, 상표태도→구매의도 혹은 “즐거움과 거부감”→광고인지도, 광고태도, 상표태도→“세련됨”→구매의도). 그 간접효과는 0.82이다. “활기참고 어울림” 역시 구매의도에 직접적인 영향은 없다 다만 “세련됨”에 직접적인 영향을 미치며, 이 “세련됨”의 감정을 통해 <표 4-25>에서 보는 바와 같이 구매의도에 0.46 만큼 간접적인 영향을 미친다. 결국 구매의도에 직접적이든, 간접적이든 영향을 주는 감정은 “즐거움과 거부감”(총 효과:0.82), “활기참과 어울림”(총 효과:0.46), “호기심과 독특함”(총 효과:-0.08) 그리고 “세련됨”(총효과:1.07)이며 이중 “세련됨”이 가정 큰 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 구매의도에 대한 SMC(다중상관계수제곱)의 값은 0.94로, 대응하는 변수들에 의해 94%정도로 비교적 잘 설명된다는 의미이다. 이른 종합해보면 광고 접촉시 소비자가 광고표현에 대해 “세련됨”의 평가적 감정이 강할수록 구매의도가 높아지며, “즐겁다든지” 혹은 “거부감을 느낀다든지” 하는 감정을 강하게 느낄수록 구매의도 역시 크게 높아짐을 알 수 있다. 반면 소비자의 “호기심과 독특함” 감정은 별 영향을 주지 않는다고 (총 효과: -0.08). |
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