확인적 요인분석

선행연구를 토대로 고찰한 이론적 배경과 탐색적 요인분석을 바탕으로 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 광고, PR, 목적지 인지도, 인지적․정서적 이미지, 방문 의도, 구전 의도와 같이 탐색적 요인분석에서 명명 된 요인들(잠재변수)과 요인을 구성하는 측정항목들(관측변수) 간의 개념타당성 (construct validity)을 측정하기 위하여 실시하였다.

구성개념에 대한 타당성을 검증하기 위하여 순차적으로 우선 요인 적재치 측 정한 후, 두 번째로 평균분산추출(AVE, Average Variance Extracted)과 개념 신 뢰도(CR, Composite Reliability)를 각각 계산하고, 세 번째는 요인분석 적합도 평 가를 통하여 집중(수렴)타당성(convergent validity)을 검증하였다.

집중타당성은 표준화된 요인적재량 0.5-0.95(유의성: C.R.>1.965, p<.05), 평균 분산추출 AVE≥.5, 개념 신뢰도 CR≥.7일 때 타당성이 있는 것으로 간주한다.³⁵⁶⁾ 다음으로 상관관계분석을 이용하여 판별타당성(discriminant validity)을 검증하였 다. 분석결과 <그림 4-1>과 같이 표준화된 적재량과 유의성이 나타났다. 352.358 230 1.532 *** .026 .916 .890 .909 .966 .041 Note1. E: estimate(표준화/비표준화계수); SMC: squared multiple corelation(제곱다중상관계수) Note2. ***

p

a

b

c

d

e

f

g

Note3. Ad:광고; PR: 공중관계관리; DBA: 목적지 인지도; DCI: 인지적 이미지; DAI: 정서적 이미지; DVI: 방문 의도.

356) 우종필(2012). 전게서. pp.165-166.

357) 우종필(2012). 상게서, p.361.

(1) 집중타당성 검증

앞서 탐색적 요인분석에서 같은 요인으로 묶인 요인 내 측정항목들은 상관관 계가 높으므로 집중타당성이 있는 반면 같은 요인으로 묶이지 않은 측정항목들 은 다른 요인으로 묶이든가 그렇지도 않다면 분석에서 제외시켰다. 확인적 요인 분석에서는 집중타당성(또는 수렴타당성)을 검증하기 위하여 경로계수와 표준화 계수를 토대로 분석하였다.

우선 경로계수와 관련하여 C.R.(Crtical Ratio)과 p값은 각각 C.R.>1.965, p<.001수준에서 모두 유의한 것으로 나타났다. 표준화계수(표준화된 요인적재량

)도 >.6이상(기준 >.5)의 값을 보여주어 결국 경로계수와 표준화 계수를 토대로 판단할 때 그 값들이 전반적으로 집중타당도에 대한 기준을 만족하였다.

다음으로 집중타당성을 판단하기 위하여 앞서 <그림 4-1>에서 제공된 표준화계 수(표준화된 요인적재량)와 오차분산을 이용하여 평균분산추출³⁵⁸⁾과 개념 신뢰 도³⁵⁹⁾를 각각 계산하였다. 계산결과 <표 4-5>와 같이 개념 신뢰도는 0.7 이상, 평균분산추출은 0.5 이상으로 각각 나타나 개념 신뢰도와 평균분산추출을 기준으 로 판단할 때도 집중타당성이 있는 것으로 분석되었다.

(2) 판별타당성 검증

집중타당성이 관측변수 간 상관을 본다면 판별타당성은 구성개념 간의 상관정 도를 보는 것이다. 탐색적 요인분석에서는 요인 간에는 상이한 개념으로 상관관 계가 높고 낮음으로 판별타당도를 판단할 수 있었다. 확인적 요인분석에서는 판 별타당성 검증을 위하여 하위요인 간 상관관계를 이용하여 <표 4-5>와 같이 분 석하였다.

우선 상관계수를 토대로 판단할 때 적당한 상관관계를 보이고 있는 브랜드 지 식 구성개념(DBA, DCI, DAI) 간 상관관계를 제외하고는 모두 0.5 미만의 낮은 상관계수를 보여주고 있다. 두 번째는 두 구성개념 간 AVE와 상관계수 제곱 값 (∅²)을 각각 비교하였다. 모든 구성개념(요인) 간 관계에서 AVE > ∅²을 만족 하는 것으로 나타나 판별타당성이 있는 것으로 확인되었다.

358) AVE=(∑요인적재량²)/〔(∑요인적재량²)+(오차분산의 합)〕.

359) CR=(∑요인적재량)²/〔(∑요인적재량)²+(오차분산의 합)〕.

<표 4-5> 측정모델의 신뢰도와 타당성 분석결과 제곱 값 ∅²(squared correlation among latent constructs); 판별타당성 판단기준: AVE >∅².

(3) 적합도 검증

집중타당도와 판별타당도를 확인한 후 마지막으로 적합도 지수를 확인하였다.

적합도 지수를 확인한 결과 확인적 요인분석의 모델 적합도(model fit)는 <그림 4-1>에서 와같이 나타났다.

세부적으로 살펴보면 X²(Chi-square)값이 352.358, df는 230, X²/df는 1.532(p<.001), RMR(Root Mean-squared Residual)이 .026, GFI(Goodness of Fit Index)가 .911, AGFI(Adjusted GFI)가 .890, NFI(Normed Fit Index)가 .906, CFI(Comparative Fit Index)가 .964, RMSEA(Root Mean Squared Error of Approximation)가 .042로 각각 나타나 AGFI값 .890을 제외하고 각 지수의 양호 기준 값 이상인 것으로 분석되었다. 모델 자유도에 조정된 AGFI 값은 GFI≥

AGFI의 부등식을 감안할 때 적합도 양호기준 .9에 가까운 값으로 수용 가능한 수준으로 판단되었다.

360) 우종필(2012). 전게서. p.165.; 송지준(2009). 전게서. pp.325-326.

1) 브랜드 지식의 매개효과 검증

본 연구모델에 대한 구조방정식 모델분석을 실시하기 전에 브랜드 지식의 매 개효과를 검증하였다. 마케팅커뮤니케이션 하위요인인 광고와 PR의 효과가 각각 관광목적지 브랜드 지식을 구성하는 하위요인들을 매개로 결과변수 인 방문 의 도에 미치는지를 회귀분석을 통하여 검증하였다.

매개효과에 대한 검정은 모두 4단계를 거쳐 순차적으로 이루어졌다. 우선 1단 계에서는 단순회귀분석을 통하여 외생변수와 매개변수와의 관계에 대한 회귀분 석을 실시하고 영향관계가 유의한지를 확인하였다. 다음으로 2단계는 단순회귀분 석을 통하여 외생변수와 최종결과변수인 방문 의도와의 영향관계와 표준화계수 베타() 값을 분석하였다. 3단계는 외생변수와 매개변수를 독립변수로 함께 설 정하여 다중회귀분석을 실시하였다. 마지막으로 4단계에서는 2단계에서 나타난 독립변수의 표준화된 베타 값이 3단계에서 나타난 같은 독립변수의 표준화된 베 타 값보다 큰지 여부에 대하여 확인하였다. 단순회귀분석의 표준화된 값이 다 중회귀분석의 표준화계수 보다 크다는 것이 증명되면 매개효과는 있는 것이다.

브랜드 지식을 구성하는 하위요인인 브랜드 인지도, 인지적․정서적 이미지를 각각 매개변수로 하여 방문 의도에 대한 마케팅커뮤니케이션의 광고효과와 PR효 과를 분석하였다. 회귀분석을 실시한 결과 PR과 정서적 이미지(DAI) 간에는 인 과관계가 유의하지 않은 것으로 나타났고 PR-정서적 이미지-방문 의도(DVI) 관 계에서는 매개효과가 없는 것으로 분석되었다. 광고와 목적지 인지도, 광고와 인 지적 이미지, 광고와 정서적 이미지, PR과 목적지 인지도, PR과 인지적 이미지 간에는 각각 인과관계와 표준화회귀계수 값의 대소 관계를 만족시켜 매개효과 가 있는 것으로 나타났다. 따라서 브랜드 지식이 부분적으로 매개변수로서 역할 을 하는 것으로 규명되었다.

구조방정식 모델분석에서는 브랜드 지식을 매개로 한 변수들 간 관계에 대하 여 매개효과에 대한 확인이 가능할 것이다. 외생변수, 매개변수 및 최종 결과변

수 간 인과관계에 대하여 검증한 결과는 <표 4-6>과 같다.

2) 제안 연구모형과 가설검증

확인적 요인분석을 거친 후 본 연구에서 제안한 구성개념 간의 구조적 관계를 검증하기 위하여 수정 제안된 연구모형에 대해 구조방정식 모델분석을 실시하였다.

하위요인 간 관계에 대한 주요 회귀가중치는 <표 4-7>과 같이 분석되었다.

우선 제안모형의 적합도 지수는 X²=397.169, df =235, X²/df=1.690(p<.001), RMR=.026, GFI=.906, AGFI=.879, CFI=.955, RMSEA=.047로 나타나 적합도 지수 가 높지는 않지만 양호한 수준으로 판단되었다. 수정된 GFI는 .9보다 다소 낮지

(1) 가설1검증: 관광목적지 마케팅 커뮤니케이션과 목적지 인지도 간 관계 검증

가설 H1: 관광목적지 마케팅 커뮤니케이션은 브랜드 인지도에 영향을 미칠 것이다.

가설 H1a: 관광목적지 광고는 목적지 브랜드 인지도에 영향을 미칠 것이다.

가설 H1b: 관광목적지 PR은 목적지 브랜드 인지도에 영향을 미칠 것이다

연구가설1을 검증한 결과 광고와 목적지 인지도 간 관계는 비표준화 계수가 .244, C.R.이 3.946로 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타나 가설 H1a는 채택되 었다. PR과 목적지 인지도 간 관계는 비표준화 계수가 .139, C.R.이 2.137로 p<.05 수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. <표 4-8>은 마케팅 커뮤니 케이션과 목적지 인지도 간 유의성을 분석한 것이다.

우선 광고와 목적지 인지도 간 영향관계는 Aghaei et al.(2014), Busen &

Mustaffa(2014), Bravo et al.(2007), Huang & Sarigollu(2012), Kim &

Hyun(2011), McWilliams & Crompton(1997), Villarejo & Sanchez(2005) 등의 연 구결과에서와 같이 유의한 것으로 나타났다. 광고가 목적지 인지도에 미치는 영 향은 p<.01 수준에서 채택되어 두 요인 간에 인과관계가 있는 것으로 나타났다.

광고와 목적지 인지도 간 인과관계에서 광고는 목적지 인지도에 .260의 영향력 이 있는 것으로 분석되었다. 이러한 결과는 목적지에 대한 온․오프라인을 통한 광고가 그 목적지에 대한 정보를 제공하면서 인지(recognition)되거나 회상 (recall)을 불러일으킬 수 있다면 그 목적지 인지도에는 영향을 미치는 것으로 해 석할 수 있다. 특히 Buil et al.(2013)는 광고에 투자가 많을수록 브랜드 인지도가 높아진다고 연구에서 밝히고 있다.

두 번째로 PR이 목적지 인지도에 미치는 영향은 p<.05 수준에서 .142의 긍정 적 영향을 미치는 것으로 나타나 가설 H1b는 채택되었다. 대중매체와 뉴미디어 를 이용한 PR은 목적지 인지도를 높이는데 일정한 역할을 하는 요인으로 분석되 어 PR과 같은 마케팅 커뮤니케이션은 브랜드 인지도와 인과관계가 높다는 Aghaei et al.(2014)의 연구결과를 지지하였다.

가설 H1a와 H1b는 모두 채택되어 마케팅커뮤니케이션과 브랜드 인지도 간 관 계는 긍정적(+) 인과관계가 있는 것이 확인되었다. 이에 가설 H1은 채택되었다.

<표 4-8> 가설 H1의 경로계수와 유의성

변수 경로 경로계수(비표준화 회귀가중치) 표준화

계수

채택 비표준화 S.E. C.R.

p

DMC Ad → DBA .244 .062 3.946 *** .260 채택

PR → DBA .139 .065 2.137 .033^* .142 채택

Note. *

p

p

(2) 가설2검증: 관광목적지 마케팅 커뮤니케이션과 인지적 이미지 간 관계 검증

가설 H2: 관광목적지 마케팅 커뮤니케이션은 인지적 이미지에 영향을 미칠 것이다.

가설 H2a: 관광목적지 광고는 목적지 인지적 이미지에 영향을 미칠 것이다.

가설 H2b: 관광목적지 PR은 목적지 인지적 이미지에 영향을 미칠 것이다.

연구가설2에 대한 유의성은 마케팅 커뮤니케이션이 인지적 이미지에 미치는

연구가설2에 대한 유의성은 마케팅 커뮤니케이션이 인지적 이미지에 미치는