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5. 연구결과1) 조작점검 및 측정의 신뢰도측정을 위해 사용된 자료 분석 방법을 간단히 설명하면 다음과 같다. 우선 가설 검증에 앞서 실험처치물의 조작검토와 사용된 척도들에 대한 신뢰도 검사를 실시하였다. 먼저 위협의 강도가 잘 조작되었는지를 살펴본 결과는 <표1>에서 보는 바와 같이 고위협 광고를 본 집단과 저위협 광고를 본 집단의 위협의 강도에 대한 평가에 있어서 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다(t=3.07, p<.05).
실험에서 사용될 척도들은 모두 2개 이상의 측정 문항으로 구성되어 있으므로 이들 척도들에 대한 문항들 간의 내적일치도를 알아봄으로써 측정의 신뢰도를 검토했다. 그 결과 다음 <표 2>와 같이 측정항목들 간의 내적일치도는 불안수준, 문제해결, 문제회피를 제외하고는 Cronbach’ α값이 .82 이상으로 수용될 만한 수준으로 나타났다. 불안수준을 측정하기 위한 문항은 본래 7개의 문항을 사용하여 측정하였으나, 신뢰도를 저해하는 것으로 보이는 문항이 존재하여 그 문항을 제외하고 최종적으로 6개의 문항을 합산 평균하여 그 평균을 불안수준을 위한 측정치로 하였다. 또 위협소구의 강도를 측정하기 위한 문항은 본래 3개의 문항을 사용하여 측정하였으나 한 개의 문항이 신뢰도를 저해하는 것으로 나타나 그 문항을 제외하고 최종적으로 2개의 문항을 합산 평균하여 그 평균을 위협소구의 강도를 측정하는 측정치로 사용하였다.
2) <가설 1>에 대한 검정‘수용자의 불안수준이 높을 경우 위협소구의 강도가 높은 경우보다 위협소구의 강도가 낮을 때 수용자의 위협의 발생가능성에 대한 인지는 높을 것이다’라는 <연구가설 1>을 검정하기 위해 <표 3>에 나타난 것과 같이 독립표본 t검정을 실시하였다. 위협의 발생가능성에 대한 차이를 검정한 결과, 고불안 집단에서는 고위협 광고물을 본 집단과 저위협의 광고물은 본 집단간에 유의미한 차이가 없었다(t=-1.941, p>.05). 한편 저불안 집단에서는 저위협을 본 집단이 고불안 집단보다 위협의 발생가능성이 더욱 높게 나타났으며 그 차이는 통계적으로 유의미했다(t=-2.013, p<05). <연구가설 1>에서 설정한 두 가지 독립변인 중 불안수준에 의한 차이는 나타나지 않았으나 위협의 강도에 의한 차이는 존재하는 것으로 보인다. 그러나 본 연구에서 설정한 가설과는 달리 저불안 집단의 경우 저위협 광고를 본 후에 인지한 위협의 발생가능성에 대한 평가가 더욱 높게 나타나 결론적으로 <연구가설 1>은 기각되었음을 보여준다.
3) <가설 2>에 대한 검정‘위협의 발생 가능성을 높게 인지할수록 문제해결반응은 높을 것이다’라는 <연구가설 2-1>을 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 단순회귀분석으로 검정한 결과는 <표 4>와 같이 위협의 발생가능성은 문제해결 반응에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또 F=.003(p>.05)으로 나타나 회귀식이 유의미하지 않아 종속변인을 설명하는데 적절하지 않았다. 따라서 위협의 발생가능성이 증가할수록 문제해결반응이 증가할 것이라는 <연구가설 2-1>은 기각되었다.
다음으로 ‘위협의 발생할 가능성을 높게 인지할수록 문제회피반응은 낮을 것이다’라는 <연구가설 2-2>를 검정하기 위해 <표 5>와 같이 단순회귀분석을 실시하였다. 단순회귀분석 결과를 살펴보면 위협의 발생가능성은 문제회피반응에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 회귀모형은 통계적으로 유의미하였고 R2값이 .098로, 위협의 발생가능성은 대처반응을 9.80% 설명이 가능하다는 것을 알 수 있다. 따라서, 위협의 발생가능성을 높게 인지할수록 문제회피반응이 낮을 것이라고 볼 수 있으므로 <연구가설 2-2>는 채택되었다. 4) <가설 3>에 대한 검정<연구가설 3-1> ‘수용자의 문제해결반응이 강할수록 광고태도는 높을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 단순회귀분석으로 검정한 결과는 <표 6>과 같이 위협에 대한 문제해결 반응은 광고태도에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또 F=.038(p>.05)로 회귀식이 유의미하지 않아 종속변인을 설명하는데 적절하지 않았다. 따라서 문제해결반응이 증가할수록 광고태도가 증가할 것이라는 <연구가설 3-1>은 기각되었다.
<연구가설 3-2> ‘수용자의 문제해결반응이 강할수록 금연태도는 높을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과는 <표 7>과 같이 위협에 대한 문제해결반응은 금연태도에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또 F=1.850(p>.05)으로 회귀식이 유의미하지 않아 종속변인을 설명하는 데 적절하지 않았다. 따라서 문제해결반응이 증가할수록 금연태도가 증가할 것이라는 <연구가설 3-2>는 기각되었다. <연구가설 3-3> ‘수용자의 문제해결반응이 강할수록 실천의도는 높을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 단순회귀분석 결과는 <표 8>과 같이 위협에 대한 문제해결 반응은 광고태도에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또 F=.089(p>.05)로 회귀식이 유의미하지 않아 종속변인을 설명하는데 적절하지 못하다. 따라서 문제해결반응이 증가할수록 실천의도가 증가할 것이라는 <연구가설 3-3>은 기각되었다.
<연구가설 3-4> ‘수용자의 문제회피반응이 강할수록 광고태도는 낮을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 단순회귀분석 결과에서 <표 9>와 같이 문제회피반응은 광고태도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 회귀모형은 통계적으로 유의미하였고 R2값이 .019로, 문제회피반응이 광고태도를 1.90% 설명이 가능하다는 것을 알 수 있다. 따라서, 문제회피반응이 높을수록 광고태도가 낮을 것이라고 볼 수 있어 <연구가설 3-4>는 채택되었다. <연구가설 3-5> ‘수용자의 문제회피반응이 강할수록 금연태도는 낮을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. <표 10>과 같이 단순회귀분석 결과에서 문제회피반응은 금연태도에 관계가 있는 것으로 나타났다. 또한 회귀모형은 통계적으로 유의미하였고 R2값이 .041로, 문제회피반응이 광고태도를 4.10% 설명이 가능하다는 것을 알 수 있다. 따라서, 문제회피반응이 높을수록 금연태도가 낮을 것이라고 볼 수 있어 <연구가설 3-5>는 채택되었다.
<연구가설 3-6> ‘수용자의 문제회피반응이 강할수록 실천의도는 낮을 것이다’를 검정하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 분석한 결과는 <표 11>에서 나타나듯이 위협에 대한 문제회피반응은 실천의도에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또 F=1.906(p>.05)으로 회귀식이 유의미하지 않아 종속변인을 설명하는데 적절하지 않았다. 따라서 문제회피반응이 증가할수록 실천의도가 낮아질 것이라는 <연구가설 3-6>은 기각되었다. |
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