전통공연예술에 대한 위험지각이 관람행동에 미치는 영향

전통공연예술에 대한 위험지각이 관람행동에 미치는 영향

- 합리적 행동이론을 중심으로

I.

II.

III.

IV.

Ⅴ.

서론 이론적 배경

연구설계 및 연구방법 분석결과

결론

[국문초록]

본 연구의 목적은 합리적 행동이론을 중심으로 전통공연예술에 대한 위험지각이 관람 행동 에 미치는 영향을 분석하는 것이다. 그리고 문화 소비에 영향을 주는 문화자본의 보유 정도와 한국 인의 특성을 반영한 자민족중심주의의 상호작용효과를 검증해보았다.

전통공연예술에 대해 소비자들이 느끼는 위험은 ‘사회적 위험’ , ‘시간적 위험’ , ‘심리적 위험’ , ‘금 전적 위험’ , ‘성능적 위험’ 등 다섯 가지 하위 요인으로 분류되었다. 이렇게 분류된 다섯 가지 위 험지각 하위 요인을 전통공연예술에 대한 태도에 미치는 영향을 검증한 결과 ‘금전적 위험’을 제 외한 네 가지 위험요인이 전통공연예술에 대한 태도에 유의미하게 부(-)의 영향을 미치는 것으 로 나타났다.

또한 전통공연예술에 대한 위험지각이 태도에 영향을 미치는 과정에서 문화자본 보유정도의 상호작용효과를 분석한 결과, 역시 부모님으로 물려받은 문화예술에 대한 관심 ‧ 정보 ‧ 활동의 상속 자본과, 현재 나의 문화예술에 대한 관심 ‧ 정보 ‧ 활동인 총자본 모두 상호작용효과를 보이는 것을 확인되었다. 합리적 행동이론 모델을 근거로 태도와 주관적 규범이 관람의도에 미치는 영향을 분 석한 결과, 태도 및 주관적 규범 모두 관람의도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 마 지막으로 주관적 규범과 관람의도 사이에서 자민족중심주의 역시 상호작용효과가 있음을 확인할 수 있었다. 이상과 같은 검증을 통해 점차 경쟁이 치열해지는 공연예술 환경에서 살아남고 전통공 연예술이 대중화할 수 있는 더욱 효과적이고 효율적인 방안을 마련할 수 있을 것으로 기대한다.

[ 주제어 ] 전통공연예술, 위험지각, 합리적 행동이론, 문화자본, 자민족중심주의

박현승 · 허 식

투고일: 2014.05.25. 심사일: 2014.07.04. 게재 확정일: 2014.07.22.

박현승_중앙대학교 문화예술경영학과 석 ‧ 박사 통합과정 수료/ 주저자(chiwoo978@naver.com) 허 식_중앙대학교 경제학부 교수/ 교신저자(shikheo@cau.ac.kr)

전통공연예술에 대한 위험지각이 관람행동에 미치는 영향

- 합리적 행동이론을 중심으로

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I. 서론

전통공연예술은 현재 우리가 누리고 있는 문화 근간으로서 조상들의 생활과 의식에 대한 집 합체를 예술로 승화시킨 예술 양식이라고 할 수 있다(박현승 ‧ 허식, 2013). 그러나 급속한 산업화 와 외래문화의 유입으로 인해 우리의 전통문화뿐 아니라 전통공연예술은 점차 설 자리를 잃어가 는 실정이다(김용범, 2009; 김용범, 2011). 생활 곳곳에 스며든 문화의 서구화로 록, 힙합, 댄스, 재 즈, 클래식, 오페라 정도의 장르는 우리 주변에서 어렵지 않게 접할 수 있는 문화가 되었다. 클래식 을 다운 받거나 CD를 사서 차를 운전할 때 혹은 커피를 마실 때 듣는 서양음악에는 근사하다 혹은 우아하다는 표현을 하지만, 그와 반대로 우리의 전통음악인 영산회상이나 농악 한바탕을 듣는다 면 과연 어떤 단어가 연상될까?

이처럼 전통공연예술은 특정 계층이나 설, 단오, 추석같이 특정한 명절에 향유하는 문화라는 인식이 강하다. 물론 중요무형문화재의 지정과 같이 전통예술을 보존 ‧ 전승하기 위한 여러 제도적 장치를 마련하고 타 예술 분야에 비해 국가적 차원에서 지원하고 있으나(소병휘 ‧ 진혜영, 2012), 대중음악처럼 즐기기에는 전통공연예술 관련 경험이나 지식의 부족으로 거부감이 작용할 수 있다.

그동안 전통공연예술을 대중화하기 위한 마케팅적 접근(김용범, 2009)이나, 글로벌화 전략(김용 범, 2011), 현대적 양식화를 위한 방안(윤덕경, 2012) 등 다양한 연구가 진행되어왔으나, 대부분의 연구가 사례분석이나 제안 연구가 대부분이다. 물론 이러한 연구들의 의미를 무시할 수는 없으나 전통공연예술을 소비하는 소비자 입장에서 그들의 행동을 유도하기 위한 연구는 매우 미흡한 실 정이라고 할 수 있다(박현승 ‧ 허식, 2013). 결국 지금까지 전통예술과 관련한 연구들은 전통예술 에 대해 소비자들이 원하는 것(needs)이나 하고 싶어 하는 것(wants)을 제대로 바라보지 못했을 뿐 아니라 그들의 소비행동을 이해하기 위한 연구는 전무하다고 할 수 있다.

한편, 전통공연예술 분야에서 이들을 ‘보존’ , ‘전승’에만 전념한 결과, 일반인의 전통공연예술 에 대한 향유와 공유에 대해 고민하지 못했다(박현승 ‧ 허식, 2013). 그렇기에 대중은 전통공연예 술에 대한 정보가 부족할 뿐 아니라, 이러한 정보의 부족은 다시 전통공연예술의 소비를 위축시키 는 결과를 초래할 수 있을 것이다.¹⁾ 결국 공연예술을 소비하는 집단의 차이를 살펴보는 것은 이 분

1) 문화관광부･한국문화관광연구원의 ｢문화향수 실태조사｣(2012)의 문화예술 행사 보완점으로 서양음악 공연은 ‘관련 정 보가 많아져야’(9.0%), ‘이해하기 쉬운 내용이어야’(4.9%), 무용 공연은 ‘관련 정보가 많아져야’(9.5%), ‘이해하기 쉬운 내용이어야’(6.6%)에 비해 전통공연예술은 ‘관련 정보가 많아져야’(15.0%), ‘이해하기 쉬운 내용이어야’(5.1%)로 나타 났다. 이를 통해서도 알 수 있는 사실은 전통공연예술에 대해 관객들이 전반적으로 이 분야에 대한 정보 수집에 많은 어 려움이 있으며, 공연에 대한 사전 지식과 정보의 부족으로 인해 공연 자체에 대한 이해도가 타 장르에 비해 떨어진다고 볼 수 있을 것이다.

51 야에 대한 관심이나 선호가 개인적 선택 차원의 문제가 아니라 전체 사회에서 사회 ‧ 경제 ‧ 문화적 차원의 불평등이라고 이해할 수 있을 것이다. 더욱이 전통예술은 상대적으로 체험이나 소비 역시 쉽지 않으며, 대중이 인지하는 위험성(risk)과 불확실성(uncertain)이 큰 활동이라고 할 수 있다. 따 라서 전통공연예술 분야에 대해 대중이 인지하는 위험성의 차이를 어떠한 방식으로 이해하고 접 근해야 하는가의 문제는 매우 중요하다고 할 수 있다.

이는 공연예술 분야 등 무형적 속성의 경험재(여행, 레저 등) 같은 연구를 통해서도 소비결정 에 중요한 역할을 하고 있음이 증명되었다(Reisinger & Mavondo, 2005; Irvine & Anderson, 2006;

George, 2010). 때문에 전통공연예술에 대해 소비자들이 느끼는 위험이나 제약 등의 요소를 파악 하고, 소비자들이 느끼는 위험을 감소시킴으로써 관람 행동 결정과정을 살펴보기 위한 연구는 반 드시 필요하다 하겠다. 따라서 본 연구에서는 Fishbein과 Ajzen(1975)의 ‘합리적 행동이론(theory of reasoned action: TRA)’을 중심으로 일반 대중이 전통공연예술의 관람행동 과정을 논의해보고 자 한다.

Bourdieu(1986)는 개인이 보유한 ‘문화자본(cultural capital)’의 보유 정도에 따라 문화소비의 정도나 문화소비 성향이 달라질 수 있음을 주장하고 있다. 이러한 Bourdieu의 논의를 따른다면, 전 통공연예술은 한국 국민에게 일상적으로 향유하는 문화이기보다는 오히려 명절 같은 특정한 시 기에 경험할 수 있는 문화라는 인식이 강하기 때문에 소비자들의 문화자본 보유정도에 따라 전통 공연예술의 소비행동이 달라질 수 있을 것이다. 또한 한국인들은 타 국가에 비해 집단주의적 성향 이 강하므로 소비행동에 있어 주변인들의 영향을 크게 받는 경향이 있다(하충룡 ‧ 이유경, 2009).

이는 자신이 속한 문화와 동일하거나 유사한 쉽게 수용하고 상이한 집단은 거부하는 ‘자민족중심 주의(ethnocentrism)’로 설명할 수 있을 것이다(김영욱 ‧ 오미영, 2005).

그리하여 본 연구에서는 우선적으로 전통공연예술에 대해 느끼는 태도에 대한 선행요인으로 서 소비자들이 느낄 수 있는 위험지각(perceived risk)이 미칠 수 있는 영향을 파악하고자 한다. 또 한 전통공연예술 관람행동에 영향을 미치는 요인을 Fishbein과 Ajzen(1975)의 합리적 행동이론을 중심으로 태도와 주관적 규범이 전통공연예술 관람의도에 미치는 영향관계를 검증해볼 것이다.

다음으로는 문화소비행동에 영향을 미칠 수 있는 문화적 요인으로서 문화자본의 보유 정도가 전 통공연예술의 태도 형성에 어떠한 역할을 하는지 고려해보기 위해 위험지각과 태도 사이에서 문 화자본의 상호작용효과를 살펴보고자 한다. 마지막으로 소비결정 과정에 있어 주변인들의 영향 이 큰 한국인의 특성상 문화적으로 유사한 집단의 영향력의 차이를 알아보기 위해 자민족중심주 의가 주관적 규범과 관람의도에 미치는 상호작용효과를 검증해보고자 한다.

이를 위해 전통공연예술에 대해 지각하는 위험 및 이에 대한 태도, 주관적 규범, 관람의도, 문 화자본의 보유 정도, 자민족중심주의에 대한 연구모형 및 가설을 제시하고 각각의 변인에 대한 조

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작적 정의를 통해 설문을 구성하고, 이들 변인을 측정하기 위해 일반인을 대상으로 설문조사를 진 행하여 연구모형에 따른 가설을 검증하고자 한다. 이러한 연구는 향후 전통공연예술에 대한 소비 행동을 예측할 수 있는 모델을 제시할 수 있을 것이라 생각하며, 전통공연예술 분야의 활성화를 위 한 효과적이고 효율적인 지침을 제공할 수 있을 것이라고 판단한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 위험지각과 합리적 행동이론

‘위험지각(perceived risk)’은 일반적으로 상품재 및 브랜드와 관련한 연구에서 소비자들의 의 사결정 과정이나 구매행동에 부정적 영향을 미치는 중요한 요인으로 다루어지고 있다(정명희, 2006). Peter와 Ryan(1975)은 위험지각을 ‘손실에 대한 주관적인 기대’로 정의하고 있으며, Chen 과 He(2003)는 ‘소비자의 구매의사 결정과정과 제품구매 결과 소비자가 획득하는 손실 또는 이익 에 대한 불확실성을 포함하고 있다’고 주장하고 있다. 이를 통해 위험지각을 정리해보면, 소비자들 이 제품 혹은 문화상품의 구매행동에 있어 나타날 수 있는 위험(risk)이나 불확실함(uncertain)에 대한 구체적인 지각을 의미할 수 있을 것이다.

무엇보다도 무형적인 특징을 지닌 제품 ‧ 서비스는 소비자들이 그것을 경험해야 품질을 평가 할 수 있기 때문에 소비자들이 제품 ‧ 서비스에 대해 느끼는 위험은 클 수밖에 없으며, 이러한 위험 지각을 줄이기 위해 노력해야 한다고 주장한 Laroche 외(2004)의 주장은 전통공연예술 분야에 있 어 시사하는 바가 크다고 하겠다. 그의 주장과 비슷한 경험재적 속성을 지닌 관광 ‧ 스포츠 ‧ 여가 분 야에서는 소비자들이 느끼는 위험을 최소화하기 위한 연구를 활발히 진행하고 있으며, 이들 연구 에서도 소비자들의 위험지각이 구매의도에 중요한 역할을 미치는 것으로 나타난다(정명희, 2006;

김충효 ‧ 서원석 ‧ 이순구, 2008; 윤설민 ‧ 오선영 ‧ 윤선정, 2010).

이처럼 무형적 특징을 지닌 경험재의 제품 ‧ 서비스에 있어 소비자들의 구매행동은 위험지각 에 의해 영향을 받을 수밖에 없다(Laroche et al, 2004). 공연예술 분야 역시 무형적 특성과 경험재 적 특성을 동시에 지니고 있어 잠재적 소비자들이 공연예술을 소비함으로써 느낄 수 있는 위험은 매우 높을 수밖에 없다. 특히 전통공연예술 분야는 교육 경험과 관련 정보의 부재 등으로 타 공연 예술 분야에 비해 잠재 소비자가 느낄 수 있는 위험이나 불확실성은 더 클 것이라고 판단된다. 이 에 잠재 소비자들이 지각하는 위험은 전통공연예술에 대한 태도와 관람의도라는 소비행동을 설

53 명할 수 있는 중요한 요인임을 알 수 있다. 따라서 Laroche 외(2004)가 제안한 위험지각의 신체적 위험을 제외한 사회적 ‧ 심리적 ‧ 시간적 ‧ 금전적 ‧ 성능적 위험의 다섯 가지 하위 차원을 중심으로 전통공연예술에 대해 소비자들이 인지하는 위험지각²⁾을 연구하고자 한다.

사회심리학 및 소비자 행동을 예측하기 위한 연구에서 가장 많이 활용되는 이론적 모델로 ‘합 리적 행동이론(TRA)’과 ‘계획된 행동이론(theory of planned behavior; TPB)’이 있다(윤설민 ‧ 오선 영 ‧ 윤선정, 2010). 소비행동을 예측하는 데 있어 태도와 행동의도는 매우 중요한 요소라고 할 수 있으며, 이러한 소비행동의 과정을 설명하기에 Fishbein과 Ajzen(1975)이 제안한 합리적 행동이 론이 대표적인 모형이라고 할 수 있다. 그러나 실제 행동에 있어 스스로의 행동을 통제할 수 있는 가에 대한 비판으로 합리적 행동이론보다 Ajzen(1985)의 계획된 행동이론이 더욱 널리 적용되어 왔다(Hrubs et al, 2001; 조현익, 2005). 선행연구들 역시 사람들의 특정한 행동을 예측하는 데 있 어 지각된 행동통제(perceived behavior control)가 추가된 계획된 행동이론이 합리적 행동이론보 다 더 정확히 예측하는 것으로 알려져 있다(Ajzen & Madden, 1986; Madden et al., 1992). 그 이유 는 계획된 행동이론은 합리적 행동이론의 태도, 주관적 규범(subjective norm)이라는 두 변인에 지 각된 행동통제(perceived behavior control)를 추가했기 때문인데, Armitage와 Conner(2001)는 태 도, 주관적 규범, 지각된 행동통제의 이 세 가지 변인으로 소비행동을 설명하기에는 부족하다는 주장이 제기되기도 했다.

하지만 전통공연예술에 있어 사람들이 느끼는 위험 자체가 전통공연예술 관람을 제약(con- straint)하는 요소를 담고 있기 때문에 지각된 위험을 외생변수로 하여 개인적 요소인 태도와 사회 적 요소인 주관적 규범만을 규명하는 합리적 행동이론을 활용하여 연구를 진행하고자 한다. 왜냐 하면 전통공연예술에 대한 잠재적 관람객들이 이를 관람하는 데 있어 지각된 위험은 관람 행동을 통제하는 요소가 될 수 있으며, 전통공연예술 관람에 대한 위험지각이 높게 나타난다면 다른 대안 을 찾거나 아예 관람 자체를 포기할 것이기 때문이다.

본 연구에서 적용하고자 하는 합리적 행동이론은 실제 행동 이전의 행동하고자 하는 의향이 라 할 수 있는 행동의도와 실제 행동이 일치한다고 전제하고 있다. 따라서 특정 사건에 대한 호의적 태도와 주변인들의 지지라고 할 수 있는 주관적 규범이 행동의도를 통해 실제 행동에 영향을 미칠 것 이라고 가정함으로써 개인의 행동을 예측하는 데 있어 매우 유용한 모형이라고 할 수 있다(박진경, 2011). 때문에 합리적 행동이론에서 태도는 내가 행동을 했을 경우 그 행동에 대한 평가를 의미하 며, 긍정적 평가를 내릴 경우 행동에 호의적 태도를 보이고, 부정적 평가를 하게 되면 역시 부정적 태도를 갖게 된다. 이로써 행동에 대해 긍정적인 태도를 가질수록 실제 행동을 자극하는 행동 의도

2) ‘위험지각’이라는 용어를 문화예술 분야에 적용함에 있어 여러 제약이나 비선호로 해석될 수 있는 오해의 소지가 있으나, 위험지각이라는 요인은 경영학 분야에서 여러 가지 불확실성을 아우르는 개념으로 쓰여온 중요한 요인이라고 할 수 있 다. 그렇기에 본 연구에서도 기존의 선행연구를 중심으로 ‘위험지각’을 그대로 적용하기로 했다.

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에도 긍정적 영향을 미치게 된다(송학준 ‧ 이충기 ‧ 부숙진, 2011).

우리 주변을 살펴보면 사람들이 어떠한 행동을 하기에 앞서 자신이 중요하다고 생각하는 사람 들의 의견을 수용하고 행동하는 경우를 종종 볼 수 있다. 이렇듯 행동결정 이전에 주변인들의 의견 을 수용하는 정도를 합리적 행동이론에서는 주관적 규범이라고 정의하고 있다(Fishbein & Ajzen, 1975). 즉, 실제 행동 이전에 자신과 관련한 준거집단이나 주변의 중요한 인물의 의견이 자신의 행 동을 얼마나 지지할 것인가의 정도이며, 이를 적극적으로 수용하여 행동에 반영하려는 의도라고 요약할 수 있다(박희서 ‧ 노시평 ‧ 김은희, 2007).

따라서 본 연구에서는 지각된 행동통제의 대안 변인으로서 위험지각이 전통공연예술 관람 태 도를 제약하는 외생변수의 역할을 할 것이므로 합리적 행동이론을 중심으로 연구를 진행하고자 한다.

2. 문화자본 보유 정도

문화적 취향이나 소비와 관련하여 프랑스 사회학자인 Bourdieu의 ‘문화자본(cultural capital)’

에 대한 논의는 필수적이다. Bourdieu는 사회 불평등에 대해 경제적 요인에 국한했던 기존 논의를 문화도 자본의 한 형태로 접근한 개념이라고 할 수 있다. 이러한 맥락에서 Bourdieu는 개인이 접할 수 있는 문화자본의 규모는 그 개인이 보유한 사회적 지위에 의해 결정됨을 주장했다. 즉, 시간과 문화자본에 대한 투자에 의해 개인의 역량과 지위는 달라진다는 것이다(Bourdieu, 1984). 이러한 문화자본은 부모로부터 물려받은 상속된 문화자본과 학교 교육을 통해 획득된 문화자본의 형태 로 구분하고 있다(Bourdieu, 1986).

Bourdieu의 문화자본은 이후 사회적 지위와 문화적 취향 및 선호의 관계를 연구하는 데 이론적 틀로서 매우 중요한 역할을 수행해왔다. 문화소비의 핵심 요소라 할 수 있는 문화취향과 선호에 대 한 연구는 국내외에서도 매우 다양하게 연구되고 있다(Dickenson, 1992; Bargonzi & Smith, 1996;

McCain, 2003; 박상곤 ‧ 한숙영, 2008; 이호영 ‧ 서우석, 2011; 성제환, 2012).

특히 성제환(2012)은 문화를 소비하는 것 자체가 전형적인 경험재(experience goods)의 특성 을 지니고 있으며, 이러한 경험재에 대한 취향은 소비과정을 통해 획득된다고 주장했다. 또한 경험 을 통해 형성된 문화적 취향은 타인과 비교할 수 있는 심미적인 선호를 형성하며, 이는 다시 지속 적인 소비를 통해 재축적되는 양상을 띠고 있다(McCain, 2003).

한편 Yau(1988)는 소비자의 의사결정 과정에 있어 문화적 성향이 가장 큰 영향을 미친다고 주장했고, 그의 주장은 여러 연구에 의해 검증된 바 있다(하충룡 ‧ 이유경, 2009). 물론 이러한 연 구들은 서로 다른 국가 간 소비자들 사이에서 소비행동에 문화적 차별성이 존재하는지를 검증한 연구가 주를 이루고 있다. 이후 다양한 분야에서 문화자본의 보유정도가 높은 계층일수록 다양한

55 문화소비 양상을 보이는 것으로 연구되고 있다(박상곤 ‧ 박석희, 2006; 박상곤 ‧ 한숙영, 2008). 이 는 결국 문화자본의 보유정도에 따라 문화취향으로서 문화의 양적 ‧ 질적 소비가 달라질 수 있으 며(박상곤 ‧ 박석희, 2006), 전통공연예술에 대한 태도나 관람결정에도 다른 양상을 보일 것으로 판단된다.

3. 자민족중심주의

‘자민족중심주의(ethnocentrism)’란 외부 집단에 대해 자신이 속한 집단의 문화와 가치관을 기 반으로 평가하여 자신의 집단에 해가 되는 외부 집단은 배척하고, 자신의 집단과 동일하거나 유 사한 집단을 수용하는 경향이라고 할 수 있다(Shimp & Sharma, 1987). 즉, 자국의 경제에 해를 끼 친다고 평가되는 외국 기업이나 제품에 대해 강한 불만을 가지고 있으며, 이러한 기업과 외국 제 품을 이용하는 것에 대해 강한 거부감이나 편견을 나타내는 성향이라고 할 수 있다(김영욱 ‧ 오미 영, 2005).

일반적으로 자민족중심주의는 애국심이나 보수적 성향과 관련이 있는 개념으로서 외국 제품 에 대해 부정적으로 평가하고 소비자들의 태도에도 부정적 영향을 미치는 것으로 알려져 있으며 (Sharma et al., 1995), Shimp와 Sharma(1987)가 처음 제기했다. 소비자들의 구매행동에 미치는 영 향으로서 자민족중심주의는 애국심과 함께 연구되어왔으나, 구매행동에 영향을 미치는 애국심의 효과에 대해서는 명확하게 밝혀진 연구는 미비하다고 할 수 있다(신창훈 ‧ 이동대, 2000).

Sharma 외(1995)에 의하면, 자민족중심주의는 외국 제품을 수입했을 때 자국경제가 손해를 볼 지도 모른다는 두려움에서 출발하여 외국 제품을 구매하지 않겠다는 소비자들의 강한 신념을 반 영하는 것으로서, 자민족 중심 성향이 높은 소비자들은 자국의 경제적 이익을 뛰어넘어 도덕적 부 분으로 귀인된다고 한다. 자민족중심주의와 도덕성의 결합은 결국 자국 제품의 질과는 상관없이 자국 제품을 구매해야 하며, 그러한 행동은 결국 자국의 이익을 위해서 옳은 결정이라는 강한 신 념을 나타낸다고 할 수 있다(김영욱 ‧ 오미영, 2005). 이러한 민족중심적 정서는 경제 ‧ 문화적 이 슈에 있어 소비자들이 공유하는 가치관뿐 아니라 그들의 소비행위에까지 영향을 미치기 때문에 자민족중심주의는 전 세계적으로도 정치 ‧ 사회 ‧ 경제 ‧ 문화적인 중요한 이슈라고 할 수 있다(Lee et al., 2003).

전통공연예술의 경우 다른 공연예술에 비해 주변인들의 영향력으로서 주관적 규범과 관람결 정에 있어 자민족중심주의에 대한 수준의 차이를 밝혀보는 것은 매우 의미 있는 일이라 판단한다.

왜냐하면 전통공연예술은 현재 우리가 향유하고 있는 모든 의식적 집합체를 반영할 뿐 아니라 우 리문화의 근간이므로(박현승 ‧ 허식, 2013), 자민족중심주의는 전통공연예술을 관람하고자 하는 행동이 더욱 뚜렷이 나타날 것으로 예측해볼 수 있을 것이다.

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Ⅲ. 연구설계 및 연구방법

1. 연구모형 및 연구가설

본 연구는 일반인들이 전통공연예술에 대해 느끼는 위험의 하위 변인들이 전통공연예술에 대한 태도에 부정적 영향을 미칠 때 문화자본의 보유정도가 상호작용 역할을 하고, 주관적 규범 및 관람의 도와의 영향관계를 분석함에 있어 자민족중심주의가 상호작용효과를 나타내는지 분석해보고자 했 다. 이러한 연구수행에 앞서 다음과 같이 문제제기를 함으로써 연구모형 및 가설을 설정했다.

첫째, 한국인들이 전통공연예술 관람에 대한 의사결정 과정에 있어 전통공연예술에 대한 위험지 각이 태도에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보고자 한다. 그 이유는 선행연구에 의해서도 위험지각은 실제 행동을 회피하는 데 강력한 영향요인으로 보고되고 있기 때문에(Wong & Yeh, 2008; 주선희 외, 2012) 위험지각이 전통공연예술에 대한 태도에 영향을 미치는지 실증적으로 연구해보고자 했다.

둘째, 전통공연예술에 대한 소비행동의 결정과정을 예측하기 위해 합리적 행동이론 모델을 통해 검증해보고자 한다. 합리적 행동이론에서 직접적인 행동을 이해하는 데 있어 태도와 행동의도가 매 우 중요한 요소로 다루어지고 있다. 이는 태도가 이전 단계인 행동의도에 영향을 주기 때문에 행동을 이해하고 예측하는 데 있어 매우 중요한 요인임을 강조하고 있다(Ajzne & Fishbein, 1980). 또한 특정 행위와 관련하여 자신이 중요하게 생각하는 준거집단이나 준거인의 의견을 얼마나 수용할 것인가를 바라보는 주관적 규범 역시 합리적 행동이론모델에서 매우 중요한 요인으로 다루어지고 있으며, 전 통공연예술에 대한 태도 및 주변인들의 의견이라고 할 수 있는 주관적 규범이 관람의도에 미치는 영 향을 검증해보는 것 역시 매우 의미 있는 연구일 것이다.

셋째, 전통공연예술에 대해 소비자들이 느끼는 위험의 변인에 따라 문화예술에 대한 다양한 소 비를 결정할 수 있는 문화자본의 보유정도, 즉 부모에게서 상속받은 문화자본의 보유정도인 상속자 본과 본인이 현재 보유한 문화자본의 정도인 총자본이 전통공연예술에 대한 태도에 변화를 주는지 검증해보고자 한다. 기존 연구에서는 문화자본의 보유 정도를 독립변수로 하여 문화취향으로서 문 화소비를 주로 설명해왔으나, 하충룡과 이유경(2009)의 연구에 따르면, 소비자의 행동예측에 매우 유용한 개념으로서 문화성향의 상호작용효과를 설명하고 있다. 따라서 전통공연예술에 대한 소비 행동예측을 위해 문화 성향, 즉 문화자본의 보유정도에 따른 차이를 검증해보는 것은 매우 의미 있 는 연구라고 판단했다.

57 마지막으로 주관적 규범이 전통예술 관람의도에 영향을 미칠 때 자민족중심주의가 상호작용을 할 것인지 검증해보고자 한다. 신창훈과 이동대(2000)의 연구에 의하면, 소매점 점포태도 형성에 자 민족중심성향이 매우 중요한 역할을 하는 것으로 검증되었다. 특히 자민족중심주의는 집단의 가치 관이 반영된 것이므로, 주관적 규범과 관람의도 사이에 자민족중심주의의 상호작용 역할을 검증해 보고자 했다.

이와 같은 분석을 위한 모형은 다음 [그림 1]과 같다.

[그림 1] 연구모형

위 [그림 1]을 바탕으로 본 연구에서 검증할 연구가설은 다음과 같다.

H1: 위험지각은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H1-1: 사회적 위험은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H1-2: 시간적 위험은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H1-3: 심리적 위험은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H1-4: 금전적 위험은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H1-5: 성능적 위험은 태도에 부(-)의 영향을 미칠 것이다.

H2: 위험지각이 태도에 영향을 미치는 데 있어 문화자본 보유정도는 상호작용효과를 보일 것이다.

H2-1: 위험지각이 태도에 영향을 미치는 데 있어 상속자본의 보유정도는 상호작용효과를 보일 것이다.

H2-2: 위험지각이 태도에 영향을 미치는 데 있어 총자본의 보유정도는 상호작용효과를 보일 것이다.

위험지각 태 도

주관적 규범

문화자본 자민족

중심주의

관람의도

58

H3: 태도는 관람의도에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H4: 주관적 규범은 관람의도에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H5: 주관적 규범이 관람의도에 영향을 미칠 때 자민족중심성향은 상호작용효과를 보일 것이다.

2. 측정항목의 구성

선행연구의 검토를 통해 본 연구에서 사용할 측정항목은 다음 <표 1>과 같이 구성했다. 본 연 구에서 전통공연예술은 ‘한국적 전통을 바탕으로 관중을 위하여 연행하는 공연물로서 농악(풍물, 사물놀이 포함), 기악, 전통무용, 민속연희³⁾, 판소리, 탈춤 등의 영역’으로 정의했다.

<표 1> 측정항목의 구성

위험지각은 ‘전통공연예술 관람에 있어 관람객들이 느낄 수 있는 걱정 혹은 불안해하는 정도’

로 정의했다. 위험지각의 측정항목은 Laroche 외(2004)가 사용하고, 주선희 외(2012)가 무형적 속 성의 제품 ‧ 서비스에서 측정한 항목을 중심으로 사회적 위험, 금전적 위험, 심리적 위험, 시간적 위 험, 성능적 위험 등 다섯 가지 하위 차원을 기반으로 총 22개 문항으로 구성했고, 그중 시간적 위험 항목에서 문화예술의 특성에 맞는 1항목을 추가하여 총 23개 항목으로 구성했다.

합리적 행동이론에서의 태도는 ‘전통예술에 대한 호의적인 혹은 비호의적인 판단 정도’로 정 의했고, 주관적 규범은 ‘내 주변에서 나에게 영향력을 미치는 집단이나 개인이 나에게 전통공연예 술 관람을 하도록 유도하는 압력’으로 정의했다. 관람의도는 ‘전통공연예술 관람을 위해 자신이 느 끼는 강도의 정도’로 정의했다. 합리적 행동이론과 관련한 항목은 Ajzen(1991)이 측정했던 항목을 여가 행동을 예측하기 위한 모형을 탐색했던 박진경(2011)의 연구를 기반으로 태도 4문항, 주관

3)

선정비율(%)

구 분 항 목(항목수) 선 행 연 구

사회적 위험(6) 금전적 위험(4) 심리적 위험(6) 시간적 위험(4) 성능적 위험(3)

태도(4) 주관적규범(4)

관람의도(4) 상속자본(4) 총자본(4) CETSCALE(12) 위험지각

합리적 행동이론

문화자본 보유정도

자민족 중심성향

Laroche et al.(2004), 주선희 외(2012)

Ajzen(1991), 박진경(2011)

DiMaggio(1982), De Graaf et al.(2000), 박상곤·한숙영(2008)

Shimp & Sharma (1987), 김영옥·오미영(2005)

본 연구에서 민속연희는 단오제, 기지시 줄다리기, 띠뱃놀이 등과 같이 마을 공동체에서 비전문적 집단이 행하던 놀이나 공연물 등을 민속연희라 정의했다.

59 적 규범 4문항, 관람의도 4문항 등 총 12문항으로 구성했다.

문화자본의 보유 정도는 ‘부모로부터 물려받은 문화예술에 대한 관심, 정보, 활동의 정도’를 상 속자본으로, ‘현재 내가 문화예술에 대한 관심, 정보, 활동하고 있는 정도’를 총자본으로 정의했다.

문화자본의 보유 정도를 측정하는 데 있어서는 일반적으로 부모 학력을 대리변수로 사용하여 측 정하는 것이 일반적이었으나, DiMaggio(1982)와 De Graaf 외(2000)는 문화자본의 보유 정도에 대 한 직접측정을 시도했으며, 박상곤과 한숙영(2008)이 이들의 연구를 기반으로 개발한 척도를 사 용했다. 문화자본 보유정도는 부모로부터 물려받은 문화에 대한 정보, 관심, 활동 등 세 가지 차원 을 포함한 총 4문항의 상속자본과 현재 본인이 문화예술 분야에 대한 관심, 정보, 활동 등 총 4문 항의 총자본으로 구성했다.

마지막으로 자민족중심주의는 ‘외국의 제품 ‧ 서비스를 구매하는 데 있어 소비자들이 인지하 고 있는 도덕적 신념’으로 정의했다. 자민족중심주의는 Shimp와 Sharma(1987)가 제안한 자민족 중심주의 측정 척도인 CETSCALE의 17문항 중에서 한국의 실정에 맞게 10개 문항으로 측정한 김 영옥과 오미영(2005)의 연구를 기반으로 총 12문항으로 구성했다.

3. 자료수집 및 분석방법

본 연구를 위한 자료의 수집은 2014년 3월 21일부터 2014년 4월 15일까지 26일간 일반인을 대상으로 설문을 실시했으며, 총 322부의 설문지 중 불성실하게 응답한 3부의 설문지를 제외한 총 319부의 설문지를 분석에 이용했다.

본 연구의 분석을 위해 Stata(ver. 12.0) 통계 패키지 프로그램을 이용했으며, 인구통계학적 특 성은 빈도분석(frequency analysis)을, 측정척도의 타당성 및 신뢰성 분석을 위해 전체 설문문항에 대한 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis)을 실시했다.⁴⁾ 마지막으로 가설검증을 위해서 기 본적으로 다중회귀분석(multiple regression analysis)을 이용했으며, 위계적 회귀분석(hierarchical regression analysis)을 이용하여 상호작용효과를 검증했다.⁵⁾

4)

5)

요인분석은 수집된 변수들을 총분산을 중심으로 더 적은 수의 ‘주요한 성분’으로 자료를 축소하기 위한 ‘주성분분석 (principal component)’을 이용했고, 요인해석을 용이하게 해주는 회전 방식은 사각회전 방식인 베리맥스(varimax) 방식 을 이용했다. 요인에 대한 점수는 고유치(eigenvalue)가 1 이상인 요인의 수로 결정했으며, 요인적재량은 0.5로 설정했다.

요인분석을 통하여 각각의 변인들에 대한 하위 분석을 실시한 후, 요인적재량이 높은 문항을 추출했다. 신뢰성 분석은 값을 이용했으며, 타당성을 검증하기 위해서는 요인분석을 통한 구인타당성을 사용했다.

상호작용효과를 검증하는 방법에는 t-검증, ANOVA, 구조방정식 등이 있으나, 독립변수와 종속변수의 척도에 따라 분 석방법을 달리해야 한다(Baron & Kenny, 1986). 본 연구에서는 독립변수, 종속변수, 조절변수 모두 등간척도로 이루어 져 있으며, 가설에 대한 유의성의 검증에 초점이 맞춰져 있으므로 위계적 회귀분석(Holmbeck, 1997)을 통하여 상호작 용효과를 검증하고자 한다.

60

Ⅳ. 분석결과

1. 인구통계학적 특성

본 연구를 위한 표본 수집 결과 응답자의 인구통계학적 특성은 다음 <표 2>와 같다. 주요 특 성으로는 여성(53%)의 비율이 남성(47%)의 비율에 비해 다소 높았으며, 20대(42.6%)와 30대 (41.4%)가 응답자의 대부분을 차지했다. 직업적 특성으로는 학생(27.9%)이 가장 높은 비율을 보 였다. 연평균 소득의 경우 1000만원 미만(31.7%)의 비율이 가장 높았으며, 학력은 대졸(44.2%) 이 가장 많은 것을 알 수 있다.

<표 2> 응답자의 인구통계학적 특성

2. 측정척도의 타당성 및 신뢰성 분석

1) 위험지각에 대한 탐색적 요인분석 및 신뢰성 분석

전통공연예술 관람 시 느낄 수 있는 위험에 대한 탐색적 요인분석 수행 결과는 다음 <표 3>

과 같다. 우선 전통공연예술 관람 시 사람들은 ‘사회적 위험’ , ‘시간적 위험’ , ‘심리적 위험’ , ‘금전 적 위험’ , ‘성능적 위험’ 등 5가지 하위 변인이 도출되었다. 선행연구를 통해 총 23개 위험지각 항 목을 구성했으나, 요인분석 결과 사회적 위험과 심리적 위험에서 요인적재량 및 공통성이 낮은 각 1개 항목씩 제거되어 총 21항목으로 구성되었다. 요인적재량은 모두 0.5 이상으로 나타났고,

값 역시 .791～.911로 신뢰성이 높게 나타남을 알 수 있다.

2) 합리적 행동이론의 변인에 대한 탐색적 요인분석 및 신뢰성 분석

구 분 명(%) 구 분 명(%)

136명(42.6%) 132명(41.4%) 40명(12.5%)

11명(3.5%) 5(1.6%) 67(21.0%) 44(13.8%) 11(3.4%) 89(27.9%) 42(13.2%) 28(8.8%) 33(10.3%) 319명(100%)

150명(47.0%) 169명(53.0%) 101명(31.7%) 70명(21.9%) 55명(17.2%) 27명(8.5%) 14명(4.4%) 52명(16.3%) 19명(5.9%) 35명(11.0%) 141명(44.2%) 124명(38.9%) 319명(100%) 남

여 1000만원 미만 1000~2000만원 미만 2000~3000만원미만 3000~4000만원 미만 4000~5000만원 미만

5000만원 이상 고졸 이하 대학교 재학

대졸 대학원 석사이상 20대

30대 40대 50대 이상

가정주부 사무직 전문직 자영업 학생 공무원 및 교원

예술인 기타

합 계 합 계

연령

직업

성별

교육 수준 연평균 가구 소득

61 합리적 행동이론 모델의 변인에 대한 탐색적 요인분석 결과는 <표 4>와 같다. 주관적 규범 에 대한 요인분석 결과, 요인적재량은 0.5 이상 값은 .819의 신뢰도를 보이는 것 을 알 수 있다. 누적분산 비는 66% 이상으로 나타나 어느 정도 설명력을 갖춘 것으로 판단되었 다. 전통공연예술의 태도에 대한 탐색적 요인분석을 시행한 결과, 태도의 경우 요인적재량은 0.9 이상 값은 .959로 높은 신뢰도를 나타냈다. 태도의 누적분산 비는 89% 이상으로 매우 높게 나타났다. 전통공연예술의 관람의도에 대한 요인분석 결과는 요인적재량이 0.8 이상, 값은 .915로 높은 신뢰도를 보이고 있다. 누적분산 비는 80% 이상으로 대체로 높 게 나타난 것을 알 수 있다.

<표 3> 위험지각에 대한 요인분석

3) 조절변수에 대한 탐색적 요인분석

본 연구에서의 조절변수인 문화자본과 자민족중심주의에 대한 요인분석 결과는 다음 <표 5>

와 같다. <표 5>를 통해 알 수 있듯이 문화자본을 부모님에게서 물려받은 ‘상속자본’과 현재 나의

요인명 항 목 요인적재량 분산

주변의 평가가 걱정된다 함께할 관람자의 평가가 걱정된다 나의 성향과 일치할지 걱정된다

주변인에게 좋지 않은 인식을 심어줄 것 같아 걱정된다 주변인들에게 인정받지 못할 것 같아 걱정된다 관람을 위한 시간은 비효율적일 것 같다 나에게 시간적 손실을 초래할 것 같다 다른 일정이 나을 것이다

다른 예술을 관람하는 것이 나을 것 같다

전통예술공연을 관람하게 된다면 필요없는 걱정을 하게 된다 전통예술공연을 관람하게 된다면 심리적 불안감이 클 것이다 전통예술공연이 익숙지 않다

전통예술공연의 지식습득이 어렵다 전통예술공연의 관람매너를 모르겠다 금전적 손실을 초래할 것이다 금액적 가치를 모르겠다 관람료가 아까울 것 같다 현명하지 못한 소비라 생각된다 기대만큼 좋은 공연일지 걱정된다 믿을 수 있을지 걱정된다 비용만큼 좋은 공연일지 걱정된다

.818 .817 .734 .730 .680 .864 .856 .772 .573 .838 .736 .667 .657 .621 .736 .704 .649 .615 .862 .727 .651 누적분산 = 72.770, KMO = .879, Bartlett 구형성 검정 = 4641.541

.889 3.588 17.088

.911 .3450 16.429

.822 3.155 15.026

.848 2.838 13.512

.791 2.250 10.715 사회적

위험

시간적 위험

심리적 위험

금전적 위험

성능적 위험

Cronbach'

Eigenvalue

( p = .000), N ^{= 319,} df ^{= 210}

62

문화예술 관련 관심의 정도, 활동, 정보 등에 대한 ‘총자본’으로 나누어볼 수 있다. 문화자본 보유 정 도에 대한 요인분석 결과 요인적재량은 모두 0.7 이상이고 값은 상속자본이 .955, 총자본은 .947로 높은 신뢰도를 보이고 있다. 누적분산 비는 87% 이상으로 높게 나타난 것을 알 수 있다.

자민족중심주의에 대한 요인분석은 총 12항목 중 요인 적재량 및 공통성이 낮은 3항목을 제거 하여 총 9개 항목으로 구성했다. 자민족중심주의의 요인적재량 .780 이상, 값은 각 각 .948로 높은 신뢰도를 보이고 있다. 누적분산 비율 역시 71% 이상으로 높게 나타났다.

<표 4> 합리적 행동이론의 변인에 대한 요인분석

<표 5> 조절변수에 대한 요인분석

요인명 항 목 요인적재량

가까운 사람들이 바람직하게 생각할 것이다 나에게 가까운 사람들은 좋아할 것이다 나에게 가까운 사람들이 권장할 것이다 나에게 가까운 사람들의 기대는 중요하다

.870 .852 .804 .723 누적분산 = 66.311, KMO = .698, Bartlett 구형성 검정 = 607.426

Cronbach'

Eigenvalue

.819 2.652

주관적 규범

( p = .000), N = 319, df = 6

전통예술공연에 호감이 있다 전통예술공연을 좋아할 것 같다 전통예술공연이 마음에 든다 전통예술공연에 대해 흥미가 있다

.959 .955 .933 .928 누적분산 = 89.127, KMO = .861, Bartlett 구형성 검정 = 478.986

.959 3.565

태도

( p = .000), N ^{= 319,} df ^{= 6}

전통예술공연이 보고 싶다 전통예술공연을 볼 가능성이 높다 전통예술공연을 꼭 볼 것이다 전통예술공연을 볼 만할 것이다

932 .909 .906 .829 누적분산 = 80.153, KMO = .785, Bartlett 구형성 검정 = 1036.526

.915 3.206

관람 의도

( p = .000), N = 319, df = 6

요인명 항 목 요인적재량

나의 부모는 나에게 문화예술에 많은 관심을 가지게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술활동을 많이 할 수 있게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술에 대한 많은 정보를 주었다 나는 어릴적 문화예술활동과 친숙했다

나는 문화예술활동을 자주 하고 있다 나는 문화예술에 대해 많은 관심을 가지고 있다 나는 문화예술에 대한 정보를 많이 알고 있다 현재 나는 문화예술활동과 친숙하다

.921 .913 .901 .796 .894 .879 .875 .860

Cronbach'

Eigenvalue

.955 3.521

상속 자본

누적분산 = 87.807, KMO = .900, Bartlett 구형성 검정 = 3019.312

.947 3.503

총 자본

( p = .000), N ^{= 319,} df ^{= 28}

외국제품을 구매하는 것은 반한국적이다 항상 국산품 구입을 먼저 고려해야 한다 필요이상의 외국제품 구입을 불허해야 한다 외국생산품구매를 제한해야 한다 국산제품을 계속 구매해야 한다 국산품구매는 좋은 일이다 국산제품구매는 옳은 일이다 국산품 구입은 중요하다

국산품에 대한 지원을 아끼지 말아야 한다

.893 .890 .877 .864 .856 .845 .803 .781 .780 누적분산 = 71.280, KMO = .931, Bartlett 구형성 검정 = 2517.113

.948 6.415

자민족 중심주의

( p = .000), N = 319, df = 36

<표 계속>

63

전통공연예술에 대한 위험지각이 관람행동에 미치는 영향

3. 가설의 검증

1) 위험지각이 태도에 미치는 영향(가설 1)의 검증

전통공연예술에 대해 사람들이 느끼는 위험이 태도에 미치는 영향을 파악하기 위한 다중회귀 분석을 실시한 결과 값은 .368로 양호한 수준의 값을 나타냈다. 위험지각의 하위 요인 중 금전적 위험을 제외하고 모두 유의한 음(-)의 결과를 나타냈는데, 금전적 위험은 태도에 통계적

으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다 . 나머지 사회적 ‧

시간적 ‧ 심리적 ‧ 성능적 위험은 채택됨으로써 가설 1은 부분 채택되었다. 다중공선성(multicol- linearity)에 대한 공차한계값 및 VIF값을 알아본 결과 공차한계값은 모두 0.4 이상을 VIF값 역시 모두 3 이하의 값을 보여 다중공선성의 문제가 없음을 확인했다.

<표 6> 전통공연예술 위험지각이 태도에 미치는 영향

주 1) 추정시 상수항과 인구통계적학적 특성을 통제했음.

주 2) 값은 표준화계수 값임.

2) 문화자본의 상호작용효과(가설 2) 검증

다음으로 전통공연예술에 대한 위험지각이 태도에 부(-)의 영향을 미칠 때, 문화자본의 보유

요인명 항 목 요인적재량

나의 부모는 나에게 문화예술에 많은 관심을 가지게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술활동을 많이 할 수 있게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술에 대한 많은 정보를 주었다 나는 어릴적 문화예술활동과 친숙했다

나는 문화예술활동을 자주 하고 있다 나는 문화예술에 대해 많은 관심을 가지고 있다 나는 문화예술에 대한 정보를 많이 알고 있다 현재 나는 문화예술활동과 친숙하다

.921 .913 .901 .796 .894 .879 .875 .860

Cronbach'

Eigenvalue

.955 3.521

상속 자본

누적분산 = 87.807, KMO = .900, Bartlett 구형성 검정 = 3019.312

.947 3.503

총 자본

( p = .000), N = 319, df = 28

외국제품을 구매하는 것은 반한국적이다 항상 국산품 구입을 먼저 고려해야 한다 필요이상의 외국제품 구입을 불허해야 한다 외국생산품구매를 제한해야 한다 국산제품을 계속 구매해야 한다 국산품구매는 좋은 일이다 국산제품구매는 옳은 일이다 국산품 구입은 중요하다

국산품에 대한 지원을 아끼지 말아야 한다

.893 .890 .877 .864 .856 .845 .803 .781 .780 누적분산 = 71.280, KMO = .931, Bartlett 구형성 검정 = 2517.113

.948 6.415

자민족 중심주의

( p = .000), N = 319, df = 36

나의 부모는 나에게 문화예술에 많은 관심을 가지게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술활동을 많이 할 수 있게 해주었다 나의 부모는 나에게 문화예술에 대한 많은 정보를 주었다 나는 어릴적 문화예술활동과 친숙했다

나는 문화예술활동을 자주 하고 있다 나는 문화예술에 대해 많은 관심을 가지고 있다 나는 문화예술에 대한 정보를 많이 알고 있다 현재 나는 문화예술활동과 친숙하다

.921 .913 .901 .796 .894 .879 .875 .860

.955 3.521

상속 자본

누적분산 = 87.807, KMO = .900, Bartlett 구형성 검정 = 3019.312

.947 3.503

총 자본

( p = .000), N ^{= 319,} df ^{= 28}

외국제품을 구매하는 것은 반한국적이다 항상 국산품 구입을 먼저 고려해야 한다 필요이상의 외국제품 구입을 불허해야 한다 외국생산품구매를 제한해야 한다 국산제품을 계속 구매해야 한다 국산품구매는 좋은 일이다 국산제품구매는 옳은 일이다 국산품 구입은 중요하다

국산품에 대한 지원을 아끼지 말아야 한다

.893 .890 .877 .864 .856 .845 .803 .781 .780 누적분산 = 71.280, KMO = .931, Bartlett 구형성 검정 = 2517.113

.948 6.415

자민족 중심주의

( p = .000), N ^{= 319,} df ^{= 36}

종속변수 : 태도 비표준화 계수 표준오차

공차 한계 사회적 위험

시간적 위험 심리적 위험 금전적 위험 성능적 위험

-.204 -.495 -.156 -.106 -.124

.074 .069 .061 .084 .059

-.173 -.475 -.146 -.088 -.127

.508 .458 .623 .407 .541

1.97 2.18 1.60 2.45 1.85 - 2.76***

-7.19***

-2.58**

-1.26 -2.09**

R

= .391, adjR

= .368, F = 16.36, Mean VIF = 1.78, N = 319

B

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01

64

정도에 따른 상호작용효과를 분석했다. 상호작용효과를 분석하기 위해 다음과 같은 세 개의 회귀 식을 가지고 3단계 위계적 회귀분석을 실시했는데, 각각의 단계에서 기본적 성별, 학력, 소득, 나 이 등의 변수( )를 통제했다.

1단계 모형에서는 외생변수인 위험지각(사회적 ‧ 시간적 ‧ 심리적 ‧ 금전적 ‧ 성능적 위험), 2단 계 모형에서는 조절변수인 문화자본(상속자본 ‧ 총자본)을 측정했고, 마지막 3단계 모형에서 외생 변수와 조절변수의 상호작용효과를 측정했다. 외생변수와 조절변수의 상호작용효과를 측정하기 위해서 평균중심화(mean centering)를 거친 각각의 외생변수의 하위 요인과 조절변수의 하위 요 인의 곱으로 새로운 상호작용항을 생성하여 측정했다.⁶⁾ 조절변수로서 문화자본은 상속자본과 총 자본을 각각 분석에 이용했다.

전통예술에 대한 위험지각이 태도에 부(-)의 영향을 미칠 때 문화자본의 상호작용효과를 분석한 결과는 다음 <표 7>과 같다. <표 7>에 의하면, 3단계 상호작용항(위험지각×문화자본)이 투입되어 과 의 증감을 살펴본 결과, 상호작용항에 의해 태도에 대한 분산설명력의 유의하게 증가한 것으로 나타났다. 또한 모형의 다중공선성을 살펴보기 위한 공차한계값과 VIF값 역시 0.3 이상과 4 이하 로, 본 연구에서의 모형은 다중공선성의 문제가 없음을 확인했다. 따라서 전통공연예술에 대한 위험 지각이 태도에 미치는 영향관계 사이에서 상속자본

과 총자본 모두 상호작용효과를 보이고 있는 것으로

밝혀져 가설 2는 채택되었음을 확인했다.

상호작용항에 대한 세부적인 요인을 살펴보면 상속자본과 성능적 위험은

으로 나타나 상속자본이 성능적 위험에 대해 대립조절 효 과를 보이는 것을 알 수 있다. 총자본에 대한 상호작용항의 세부 요인을 살펴보면, 총자본은 사회

적 위험에 대해 으로 나타나 사회적 위

험과 총자본 수준이 높을수록 전통공연예술에 부정적 태도를 가지는 것으로 나타났다. 심리적 위

험 역시 으로 나타나 심리적 위험

과 총자본의 수준이 높을 때 전통공연예술의 태도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이

6) 등간척도로 구성된 변인들을 기존의 회귀분석에서 사용했던 변수들로 위계적 회귀분석을 시행할 경우 다중공선성의 문 제가 발생하기 때문에 종속변수를 제외한 독립변수와 상호작용변수의 실제 값에서 평균값을 빼주어 생성한 변수로 상호 작용효과를 검증해야 하는데, 이러한 과정을 평균중심화(mean centering)라고 한다(Cohen et al., 2003).

65 것은 결국 총자본은 사회적 위험과 심리적 위험을 악화시켜 전통공연예술에 대한 태도를 부정적 으로 형성하게 하는 요인으로 나타났다.⁷⁾

<표 7> 문화자본의 상호작용효과

주1) 추정시 상수항과 인구통계학적 변수 ( )를 통제했음.

주2) 비표준화계수값만을 표시했음.

주3) 총자본의 모형1은 상속자본의 모형1과 동일하므로 제외했음.

3) 합리적 행동이론(가설 3과 4)의 검증

전통공연예술에 대한 태도 및 주관적 규범이 관람의도에 미치는 영향관계를 알아본 결과 는 다음 <표 8>과 같다. <표 8>에서도 은 .797로 높게 나타나 다중공선성이 의심되 어 공차한계값과 VIF값을 살펴본 결과 공차한계값은 0.5, VIF값은 모두 2 이하의 값을 보여 다중 공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다. 분석 결과 태도 와 주관적 규범

7) 여기서 사용한 총자본량은 전통예술 분야뿐 아니라 서양 및 대중예술 분야에서도 축적 가능하다. 총자본량이 어떤 분야 에서 기인한 것인지 좀 더 세부적으로 나누어 분석할 필요가 있으나, 만약 현재 총자본량이 서양 및 대중예술 분야에 대부분 기인한 것이라면 본 연구의 태도에 대해 부정적인 효과가 나올 수도 있다. 이에 대해서는 향후 면밀히 분석할 필요가 있다.

종속변수 : 태도 상속자본 총 자본

모형1 모형2 모형3 모형2 모형3

독립변수 사회적 위험 시간적 위험 심리적 위험 금전적 위험 성능적 위험 조절변수 문화자본 상호작용항 사회적 위험×문화자본 시간적 위험×문화자본 심리적 위험×문화자본 금전적 위험×문화자본 성능적 위험×문화자본

-.204***

-.495***

-.156**

-.106 -.124**

-.235***

-.496***

-.114**

-.075 -.143**

.212***

-.236***

-.480***

-.169**

-.048 -.112*

.198***

.032 .028 -.038 .039 .073**

16.36 .392 .368 .334

319

18.95 .448 .424 .056 30.83***

319

14.92 .473 .441 .025 2.90**

319

23.59 .502 .481 .110 67.53**

319

17.99 .520 .491 .018 2.21**

319 -.242***

-.483***

-.075 -.048 -.161**

.312***

-.238***

-.443***

-.096 -.062 -.133**

.289***

-.072*

-.010 -.081***

-.003 .035

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01 F

R

adjR

△

R

△

F

N

66

모두 관람의도에 유의미한 결과를 나타내어 가설 3과 4는 모두 채택되었다.

<표 8> 합리적 행동이론 모델의 검증

주1) 추정시 상수항과 인구통계적학적 특성을 통제했음.

주2) 값은 표준화계수값임.

4) 자민족중심주의의 상호작용효과(가설 5) 검증

주관적 규범과 관람의도 사이에서 자민족 중심주의의 상호작용효과를 분석하기 위해 문화자 본 보유 정도의 상호작용항과 마찬가지로 평균중심화를 거친 각각의 외생변수와 조절변수의 곱 으로 새로운 조절변수를 생성하여 측정했다. 가설 5의 검증 역시 가설 2의 검증과 같은 3단계 위 계적 회귀분석을 실시했다.

전통공연예술에 대한 주관적 규범이 관람의도에 정(+)의 영향을 미칠 때 자민족중심주의의 상호작용효과를 분석한 결과는 다음 <표 9>와 같다. <표 9>에 의하면, 3단계 상호작용항(주관적 규범×자민족중심주의)이 투입되어 의 증감을 살펴본 결과, 상호작용항에 의해서 관람의도에

대한 분산설명력의 유의하게 증가한 것으로 나타났다( ). 또

한 모형의 다중공선성을 살펴보기 위한 공차한계값과 VIF값 역시 0.5 이상과 3 이하로 본 연구에 서의 모형은 다중공선성의 문제가 없음을 확인했다. 따라서 전통공연예술에 대한 주관적 규범이 관람의도에 미치는 영향관계 사이에서 자민족중심주의는 상호작용효과를 보이고 있는 것으로 밝 혀져 가설 5는 채택되었음을 확인했다. 자민족중심주의의 효과를 살펴본 결과

으로 나타나 자민족중심주의는 주관적 규범과 관람의도 사이에서 대립조절 효과를 보이는 것으로 나타났다.

<표 9> 주관적 규범과 관람의도 사이에서 자민족중심주의의 상호작용효과

종속변수 : 관람의도 비표준화 계수 표준오차

공차 한계 독립변수

태도 주관적 규범

.743 .219

.034 .034

.740 .222

.548 .533

1.82 1.87 21.66***

6.40***

R

= .802, adjR

= .797, F = 139.43, Mean VIF = 1.63, N ^{= 319}

B

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01

종속변수 : 관람의도 모형 1 모형 2 모형 3

독립변수 주관적 규범

조절변수 자민족중심주의

상호작용항 주관적 규범×자민족중심주의

.700*** .658***

.133***

.651***

-.145***

-.066**

39.10 .502 .489

319

36.16 .513 .499 .011 6.75***

319

33.32 .520 .504 .007 4.30**

319

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01 F

R

adjR

△

R

△

F N

<표 계속>

67

전통공연예술에 대한 위험지각이 관람행동에 미치는 영향

주1) 추정시 상수항과 인구통계학적 변수( )를 통제했음.

주2) 비표준화계수값 만을 표시했음.

Ⅴ. 결론

본 연구는 Fishbein과 Ajzen(1975)의 합리적 행동이론 모델을 바탕으로 하여, 일반인들이 전 통공연예술에 대해 느끼는 위험의 하위 변인들이 전통공연예술에 대한 태도에 영향을 미칠 때 문 화자본의 보유 정도가 상호작용 역할을 하고, 주관적 규범 및 관람의도와의 영향관계를 분석함 에 있어 자민족중심주의가 상호작용효과를 나타내는지 분석해봄으로써, 전통공연예술 분야에 대 한 이론적·실무적 시사점을 제공하고자 했다. 이러한 연구 목적을 통해 나타난 연구 결과는 다음 과 같다.

우선 첫째로, 사람들이 전통공연예술에 대해 느끼는 위험요인을 분석한 결과 ‘사회적 위험’ , ‘시 간적 위험’ , ‘심리적 위험’ , ‘금전적 위험’ , ‘성능적 위험’ 등 다섯 가지 하위 요인으로 분류되었다.

이를 바탕으로 전통공연예술에 대한 태도에 미치는 영향에 대한 다중회귀분석 결과 금전적 위험 을 제외한 모든 위험요인이 전통공연예술에 대한 태도에 유의미하게 부(-)의 영향을 미치는 것 으로 나타났다. 이는 명확한 이해가 부족한, 즉 불확실성이 높은 무형적 속성의 제품 ‧ 서비스에 대 해 소비자들은 위험을 더욱 크게 지각하게 된다는 주선희 외(2012)의 연구를 뒷받침해주는 결과 라 할 수 있을 것이다. 둘째, 전통공연예술에 대한 위험지각이 태도에 영향을 미치는 과정에서 문 화자본 보유 정도의 상호작용효과를 분석한 결과, 부모로부터 물려받은 문화예술에 대한 관심, 정 보, 활동 수준인 상속자본은 성능적 위험을 완화시키는 완충조절 효과를 보이는 것으로 나타났다.

또한 현재 나의 문화예술에 대한 관심, 정보, 활동에 대한 총자본은 사회적 위험과 심리적 위험에 대해 상호작용효과를 보이는 것으로 나타났다. 그러나 사회적 위험과 심리적 위험의 수준이 높고

종속변수 : 관람의도 모형 1 모형 2 모형 3

독립변수 주관적 규범

조절변수 자민족중심주의

상호작용항 주관적 규범×자민족중심주의

.700*** .658***

.133***

.651***

-.145***

-.066**

39.10 .502 .489

319

36.16 .513 .499 .011 6.75***

319

33.32 .520 .504 .007 4.30**

319

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01 F

R

adjR

△

R

△

F N

주관적 규범 조절변수 자민족중심주의

상호작용항 주관적 규범×자민족중심주의

.700*** .658***

.133***

.651***

-.145***

-.066**

39.10 .502 .489

319

36.16 .513 .499 .011 6.75***

319

33.32 .520 .504 .007 4.30**

319

* p < .1, ** p < .05, *** p < .01 F

R

adjR

△

R

△

F

N