무명 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 소비자의 광고 정보 처리 과정에 미치는 효과*

Effects of non-celebrity ad endorser's physical attractiveness and gaze direction on consumer's ad information processing

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  • ABSTRACT

    소비자는 특정 브랜드와 관련된 광고 모델의 설득 영향을 그대로 수용하지 않고 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가 결과(대응편향과 선호도)를 기반으로 광고에 대한 태도와 광고 브랜드에 대한 태도(광고 효과성)를 형성하거나 변화시킨다. 이에 본 연구는 무명 여성 광고 모델의 신체적 매력도(고매력 vs. 저매력)와 시선(소비자 시선 응시 vs. 소비자 시선 회피)이 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가와 광고 효과성이라는 광고 정보 처리 과정에 미치는 영향을 알아보았다. 20대와 30대 남성 실험 참가자를 대상으로 진행한 온라인 실험 결과, 위계적 광고 정보 처리 과정(광고 모델에 대한 대응편향 → 광고 모델 선호도 → 광고 태도 → 광고 브랜드 태도)에서 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델 선호도에 그리고 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향과 광고 태도에 개별적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 실험 참가자들은 광고 모델의 신체적 매력도가 높을 때가 낮을 때보다 광고 모델 선호도를 더 긍정적으로 평가했다. 또한 실험 참가자들은 광고 모델이 실험 참가자 자신을 응시하는 경우가 시선을 피하는 경우보다 광고 모델에 대한 대응편향을 더 강하게 경험하고 광고 태도도 더 긍정적으로 평가하였다.


    Consumers are less likely to be vulnerable to ad endorser's persuasive attempts to make them purchase the advertised brand. Instead, they tend to form or change their attitudes toward the ad and the advertised brand (i.e., ad effectiveness) on the basis of their evaluation of the endorser's social characteristics (i.e., correspondence bias and preference for the ad endorser). The study examined the effects of non-celebrity female ad endorser's physical attractiveness (high vs. low) and gaze direction (looking at participants vs. looking away from participants) on male participants' evaluation on her social characteristics and ad effectiveness by using an online experiment. As a result, the hierarchical relationship of ad information processing (correspondence bias → preference for the ad endorser → ad attitudes → brand attitudes) was found. The results also indicated that ad endorser's physical attractiveness had a direct influence on preference for the ad endorser and gaze direction had direct effects on correspondence bias and ad attitudes. In particular, the preference for the ad endorser was stronger when the ad endorser was highly attractive than when the ad endorser was lowly attractive. Both correspondence bias and ad attitudes were stronger when the ad endorser looked at participants than when the ad endorser looked away from participants.

  • KEYWORD

    무명 광고 모델 , 신체적 매력도 , 시선 효과 , 대응편향 , 광고 정보 처리 과정

  • 한국 소비자의 광고에 대한 인식을 조사한 국내 보고서(한국갤럽, 2013)에 의하면 2000년 이후 지속적으로 광고에 대한 소비자의 불신이 증가하는 추세이다. 광고에 대한 소비자의 불신은 광고 영향력에 대한 소비자의 인지적 저항이며 광고 효과를 감소시키는 주요 원인이다(Obermiller & Spangenberg, 1998). 이와 같은 광고에 대한 소비자의 불신은 소비자가 광고 집행과 관련된 기업(판매 기업 또는 광고 회사)이나 광고 모델이 광고에서 특정 브랜드를 소개하고 구매를 추천하는 활동의 궁극적인 의도가 소비자의 이익이 아닌 기업이나 광고 모델의 이익을 추구하는 것이라고 평가하기 때문에 발생한다(Friestad & Wright, 1994). 따라서 소비자가 기업이나 광고 모델이 진심으로 소비자의 이익을 위해서 광고를 통해 특정 브랜드를 소비자에게 소개하고 추천한다고 평가할수록 광고에 대한 소비자의 불신은 줄어들고 광고 브랜드에 대한 구매 의향과 구매 행동은 증가할 것으로 예상한다.

    소비자가 특정 브랜드 소개와 추천이라는 광고 활동 이면에 있는 기업(Pechmann, 1992)이나 광고 모델(Cronley, Kardes, Goddard, & Houghton, 1999)의 궁극적인 의도를 파악하는 과정에서 발생하는 심리적 기제가 대응편향(correspondence bias)이다. 광고 집행과 관련된 기업과 광고 모델에 대한 대응편향은 해당 기업과 광고 모델이 광고에서 특정 브랜드를 소개하고 추천하는 궁극적인 의도가 인지적, 정서적 그리고 행동적 측면에서 해당 브랜드가 진심으로 좋기 때문이라고 추론하는 소비자의 경향성이다(Kardes, 1993; Pechmann, 1992). 사회 심리 영역의 선행 연구에 의하면 대응편향은 관찰자가 특정 행위자의 구체적 행동을 보고 그 이면의 궁극적인 의도를 파악하는 과정에서 발생한다(Fein, 1996; Gilbert & Malone, 1995). 같은 맥락으로 광고와 관련된 많은 선행 연구들은 소비자가 특정 광고에 노출되는 시점에서 직접적으로 관찰하기 어려운 기업의 의도 파악 과정 보다는 해당 광고에 등장해서 특정 브랜드를 소개하고 추천하는 광고 모델의 의도 파악 과정을 중심으로 대응편향을 연구해왔다(예. Cronley et al., 1999; Silvera & Austad, 2004; Sorum, Grape & Silvera, 2003; Van der Waldt, Schleritzko, & Van Zyl, 2007). 본 연구 역시 이와 같은 연구 흐름과 동일하게 광고 모델에 대한 소비자의 대응편향이 광고 효과성(광고 태도와 광고 브랜드 태도)에 미치는 영향을 다음과 같은 사항에 주안점을 두고 알아보고자 한다.

    첫째, 기존 연구들은 주로 유명 광고 모델을 대상으로 소비자의 대응편향 효과를 검증했다(예. Cronley et al., 1999; Silvera & Austad, 2004; Van der Waldt et al., 2007). 그러나 유명 광고 모델의 경우, 소비자는 해당 광고 모델에 대한 누적된 경험(예. 이전에 받은 광고 출연료, 스캔들, 연예 관련 기사 내용)을 바탕으로 유명 광고 모델의 특정 브랜드 소개와 추천 의도를 파악하면서 유명 광고 모델에 대한 대응편향을 경험할 것이다(Stallen et al., 2010; Erdogan, 1999). 반면 무명 광고 모델의 경우, 소비자는 순수하게 소비자 자신이 현재 접하고 있는 광고에서 제공하는 관찰 가능한 광고 모델의 사회적 특징(예. 신체적 매력도, 진정성을 보여주는 표정이나 시선)을 기준으로 해당 광고 모델의 특정 브랜드 소개와 추천 의도를 파악하는 과정에서 대응편향을 경험할 것이다. 본 연구는 광고에서 조작 가능한 무명 광고 모델과 관련된 현출한 사회적 특징이 해당 광고 모델에 대한 대응편향에 어떤 영향을 미치는지를 알아보고자 한다.

    둘째, 광고 모델의 행동 의도를 추론하는 과정인 광고 모델에 대한 대응편향은 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가에 해당된다. 또한 광고 모델 효과와 관련된 많은 연구에서 광고 효과성에 선행하는 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가로 광고 모델에 대한 선호도를 다루었다(Erdogan, 1999). 이에 본 연구는 광고 모델에 대한 대응편향과 선호도가 소비자의 광고 정보 처리 과정에서 어떤 관계를 형성하며 광고 효과성과 어떻게 관련되는지에 관해서 개념적인 제안을 하고 이를 실증적으로 검증할 것이다.

    셋째, 무명 광고 모델의 신체적 매력도나 시선(소비자 응시 여부)는 광고에서 쉽게 조작 가능하며 소비자에게 현출한 광고 모델의 사회적 특징에 해당된다(성영신, 정건지, 장영, 2004; Buck & Vanlear, 2002). 본 연구는 무명 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이라는 소비자가 관찰하기 쉬운 사회적 특징이 해당 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가와 광고 효과성이라는 광고 정보 처리 과정에 미치는 영향을 알아볼 것이다.

    마지막으로 앞서 논의한 연구 목적을 달성하기 위해서 본 연구는 통제된 실험실에서의 실험이 아닌 온라인으로 실험을 진행하고자 한다. 온라인 실험 방법은 실험 결과의 일반화 가능성(외적 타당도)을 높일 수 있는 강점을 가지고 있기 때문에(Dandurand, Schultz, & Onishi, 2008) 본 연구에 적용하였다. 이때 실험용 광고 제작 과정에서 실험 참가자의 광고 정보 처리 과정에 혼입 효과를 유발할 수 있는 잠재 요인을 사전에 배제해서 온라인 실험의 단점인 낮은 내적 타당도(독립 변인에 대한 실험 참가자 반응의 신뢰성)를 높이고자 한다.

    이론적 배경

      >  광고 모델에 대한 사회적 특성 평가와 광고 효과성

    광고 모델은 특정 브랜드를 판매하는 기업을 대신해서 광고에서 해당 브랜드의 특징 또는 장점을 소비자에게 전달하는 정보 제공자이자 해당 브랜드에 대한 소비자의 긍정적 태도 형성과 변화 더 나아가서 궁극적으로 구매를 유도하는 설득자이다. 그러나 소비자는 단순하게 광고 모델의 설득 영향력을 수동적으로 수용하지 않는다. 소비자는 살면서 누적된 광고 노출 경험을 바탕으로 광고 모델을 기업이 소비자 자신을 설득하기 위해 활용하는 하나의 광고 전술 요소로 인식하고 있다(Boush, Friestad, & Ross, 1994; Friestad & Wright, 1994). 이와 같은 인식 때문에 특정 브랜드 광고에 접한 소비자는 광고 모델이 자신에게 해당 브랜드를 알리고 추천하는 행동의 궁극적인 의도가 무엇인지를 파악하려고 한다(Campbell & Kirmani, 2008). 즉, 소비자는 광고 모델의 특정 브랜드 소개와 추천이라는 행동의 의도가 무엇인지를 추론한다. 이 과정에서 발생하는 소비자의 추론 경향성은 광고 모델에 대한 대응편향이다(Kardes, 1993). 광고 모델에 대한 소비자의 대응편향은 소비자가 특정 광고 모델이 광고 출연료를 받았을 수 있다는 점을 알고 있음에도 불구하고 해당 모델이 특정 브랜드를 좋게 평가하고(인지 차원) 좋아하며(정서 차원) 자주 사용하기(행동 차원) 때문에 광고에서 해당 브랜드를 소개하고 추천한다고 추론하는 경향성이다(Cronley et al., 1999; Gilbert & Malone, 1995). 사회 심리 영역의 연구에 따르면 광고 모델에 대한 소비자의 대응편향은 소비자가 광고 모델에 노출된 직후 광고 모델의 광고 브랜드 소개와 추천 의도를 파악하는 과정에서 즉각적이며 자연스럽게 발생하는 인지적 편향이다(Fein, 1996; Gilbert & Malone, 1995). Cronley 등(1999)은 광고 연구 영역에서 광고 모델에 대한 대응편향의 발생을 실증적으로 확인하였다.

    광고 모델에 대한 대응편향은 직접적으로 광고에 대한 태도에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다(Sorum et al., 2003). 또한 광고 모델에 대한 대응편향은 소비자가 평가한 광고 모델의 진정성을 높여서(Campbell & Kirmani, 2000; DeCarlo, 2005) 광고 모델에 대한 선호도를 높일 수 있다(Silvera & Austad, 2004; DeCarlo, 2005). 광고 모델에 대한 선호도 증가는 정서 전이 과정을 통해 광고와 광고 브랜드에 대한 태도를 보다 긍정적으로 만들 수 있다. 정서 전이 과정을 보다 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 먼저 소비자가 광고를 평가할 때 광고 모델은 하나의 광고 구성 요소이기도 하지만 하나의 맥락으로 작용할 수 있다. 소비자가 광고 모델이라는 맥락에 대해서 긍정적인 정서를 느끼면(광고 모델 선호도) 이 정서가 광고 전체로 전이되어 광고에 대한 태도도 긍정적일 수 있다(Yi, 1990). 이와 같은 현상에 내재된 심리적 기제는 맥락 점화 효과라고 볼 수 있다. 또한 2종류의 광고 구성 요소인 (1) 선호도가 높은 광고 모델과 (2) 광고 브랜드를 동시에 제시하면 광고 모델에 대한 선호도는 정서 전이 과정을 거쳐서 의식적으로(Murphy & Zajonc, 1993) 또는 비의식적으로(Kim, Allen, & Kardes, 1996) 광고 브랜드에 대한 태도를 보다 긍정적으로 만든다. 이 과정은 고전적 조건화(Erdogan, 1999) 또는 정서 전이 과정(Stallen et al., 2010)에 해당된다. 이처럼 광고 모델에 대한 선호도는 광고 태도와 광고 브랜드 태도에 독립적인 영향을 미칠 수 있다. 광고 태도와 광고 브랜드 태도의 관계에 관해서 MacKenzie, Lutz 그리고 Belch(1986), Machleit와 Wilson(1988)Homer(1990)는 광고에 대한 태도가 광고 브랜드에 대한 태도에 선행한다고 주장한다.

    이상의 논의를 종합해보면 광고 모델에 대한 대응편향, 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도는 위계적인 관계(광고 모델에 대한 대응편향 → 광고 모델 선호도 → 광고 태도 → 광고 브랜드 태도)를 가지는 것으로 기대할 수 있다. 또한 대응편향은 광고 태도에 직접적인 영향을 미치며, 광고 모델 선호도는 광고 태도를 통해 간접적으로 광고 브랜드 태도에 영향을 미치기도 하지만 직접적으로도 광고 브랜드 태도에 영향을 미칠 것으로 예상할 수 있다(그림 1 참조). 이때 광고 모델에 대한 대응편향과 광고 모델 선호도는 광고 모델의 사회적 특성 평가에 해당되며 그 결과에 해당되는 광고 태도와 광고 브랜드 태도는 광고 효과성이라고 볼 수 있다. 이와 같은 개념적 관계를 실증적으로 검증하기 위해서 가설을 설정하면 다음과 같다.

    연구 가설 1-1. 광고 모델에 대한 대응편향, 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도는 기술된 순서로 위계적인 관계를 가질 것이다.

    연구 가설 1-2. 광고 모델에 대한 대응편향은 광고 태도에 직접적인 영향을 미칠 것이다.

    연구 가설 1-3. 광고 모델 선호도는 광고 브랜드 태도에 직접적인 영향을 미칠 것이다.

    광고 모델에 대한 사회적 특성 평가: 유명 광고 모델 vs. 무명 광고 모델

    광고 모델에 대한 사회적 특성 평가는 (1) 광고 모델에 대한 과거의 직접 또는 간접 경험에 의해서 형성된 광고 모델의 사회적 특징에 관한 기억과 (2) 해당 광고에서 표현된 또는 연출된 광고 모델의 사회적 특징에 의해서 영향을 받는다(Fiske & Taylor, 1991). 여기서 광고 모델의 사회적 특징이란 광고 모델의 신체적 매력도, 신뢰성, 전문성을 말한다(Erdogan, 1999; Ohanian, 1990). 이와 같은 광고 모델의 사회적 특징은 광고에서 광고 모델의 사회적 역할(예. 의사, 교수, 사랑스러운 연인)이나 복장, 화장법, 표정, 시선 등의 겉으로 드러난 외양으로 표현이나 연출될 수 있다. 광고 모델이 유명인인 경우, 소비자의 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가는 소비자 자신의 기억에 저장된 광고 모델의 사회적 특징에 영향을 많이 받을 것이다. 반면 광고 모델이 유명인이 아닌 경우, 소비자의 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가는 전적으로 광고에 표현된 또는 연출된 사회적 특징에 의해서 결정될 것이다(Fiske & Taylor, 1991).

    유명인이 광고 모델로 등장하는 광고를 볼 때, 소비자는 유명인에 대한 이전 노출 경험(예. 과거에 받은 광고 출연료, 출연 영화에서 맡은 역할, 스캔들과 연예 기사)을 바탕으로 활성화된 사회적 특징과 관련된 연상 내용(예. 신뢰성, 신체적 매력도)이 해당 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가에 영향을 미친다(Stallen et al., 2010; Erdogan, 1999). 반면 유명하지 않은 사람을 광고 모델로 활용하는 경우, 소비자는 광고 모델의 사회적 특징과 관련해서 연상되는 내용이 없을 수밖에 없다. 따라서 광고 실무자는 소비자의 무명 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가를 긍정적으로 만들 수 있는 광고 모델의 사회적 특징을 광고를 통해서 표현하거나 연출할 필요가 있다. 이때 가장 일반적으로 활용할 수 있는 방법이 신체적 매력도가 높은 광고 모델을 선정하는 방법이다(McGuire, 1985). 선행 연구에 의하면 광고 모델의 신체적 매력도가 높을수록 광고 모델에 대한 대응편향이 강할 수 있으며(Brumbaugh, 1993; Silvera & Austad, 2004) 광고 모델을 더 많이 좋아할 가능성이 높다(Silvera & Austad, 2004; 성영신, 정건지, 장영, 2004; Baker & Churchill, 1977). 광고에서 광고 모델의 사회적 특성 평가를 보다 긍정적으로 만들 수 있는 또 다른 광고 모델의 사회적 특징 표현과 연출 방법은 광고 모델과 관련된 비언어적 단서(예. 시선, 표정, 자세)를 이용하는 것이다(Buck & Vanlear, 2002). 대면 설득 상황에서 화자의 시선은 청자가 평가하는 화자의 제안 의도의 진정성에 직접적인 영향을 미치는 점(Leigh & Summers, 2002; Vrij, Akehurst, & Knight, 2006; DePaulo et al., 2003)을 고려하면 다양한 비언어적 단서 중 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 직접적인 영향을 미칠 것으로 예상한다. 또한 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 선호도에도 직접적인 영향을 미칠 수 있다(성영신, 정건지, 장영, 2004; Mason, Tatkow, & Macrae, 2005).

    본 연구는 이상의 선행 연구를 기반으로 무명 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가(대응편향과 선호도)에 영향을 미치는 광고 모델의 주요 사회적 특징을 광고 모델의 신체적 매력도와 시선으로 선정하였다. 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가와 광고 효과성의 위계적인 관계에 미치는 영향을 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.

      >  광고 모델의 신체적 매력도와 시선

    무명 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델에 대한 대응편향에 직접적이고 긍정적인 영향을 미칠 수 있다. 대인 평가 상황에서 평가 대상이 되는 사람이 신체적으로 매력적일수록 평가자는 평가 대상의 행동 의도를 특정 이익을 얻기 위한 것이 아니라 평가 대상의 진심에서 우러나온 것으로 보는 경향이 있다(Brumbaugh, 1993; Ahearne, Gruen, & Jarvis, 1999; Eagly, Ashmore, Makhijani, & Longo, 1991). 광고 모델의 효과를 연구한 Silvera와 Austad(2004)도 광고 모델의 신체적 매력도가 높을수록 해당 모델이 광고 출연료라는 금전적 보상 때문이 아닌 광고 브랜드에 대한 순수한 선호 때문에 해당 브랜드를 소비자에게 소개하고 추천한다고 추론하는 경향(대응편향)이 강해지는 것을 발견하였다. 또한 이들은 광고 모델의 신체적 매력도가 광고 모델에 대한 대응편향을 거쳐서 광고 모델에 대한 선호도에 간접적이며 긍정적인 영향을 미치는 것도 확인하였다. 이때 광고 모델에 대한 대응편향은 광고 모델의 신체적 매력도와 광고 모델 선호도 사이에 매개변인(mediator)의 역할을 한다. 한편 광고 모델의 효과를 검증한 많은 선행 연구에서 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델 선호도를 보다 긍정적으로 만드는데 직접적으로 기여를 하는 것으로 밝혀졌다(예. Baker & Churchill, 1977; 성영신, 정건지, 장영, 2004).

    (1) 지금까지 논의한 광고 모델의 신체적 매력도가 광고 모델에 대한 대응편향과 선호도에 미치는 직접적인 또는 간접적인 영향과 관련된 선행 연구 결과와 (2) 광고 모델의 사회적 특성 평가와 광고 효과성의 위계적 관계(광고 모델에 대한 대응편향 → 광고 모델 선호도 → 광고 태도 → 광고 브랜드 태도)를 함께 고려하면 다음과 같은 가설을 설정할 수 있다.

    연구 가설 2-1. 고매력 광고 모델은 저매력 광고 모델 보다 광고 모델에 대한 대응편향을 더 강하게 일으키고 이후 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도를 위계적으로 더 긍정적으로 만들 것이다.

    연구 가설 2-2. 고매력 광고 모델은 저매력 광고 모델 보다 광고 모델 선호도를 더 긍정적으로 만들 것이다.

    많은 문화와 사회에서 청자는 화자가 청자 자신을 응시하지 않고 말하면 화자가 청자 자신을 속이려는 의도를 가지고 말하고 있다고 평가한다(Vrij et al., 2006; DePaulo et al., 2003). 보다 구체적으로 대면 설득 상황에서 청자는 화자의 시선(청자와의 시선 맞춤 여부)을 보면서 화자가 제안하는 내용의 이면에 있는 궁극적인 의도가 화자 자신의 이익을 위한 것인지 아니면 청자의 이익을 위한 것인지를 판단한다. 화자가 청자를 응시하면서 제안하는 경우가 청자의 시선을 피하는 경우 보다 화자의 제안 의도에 대한 진정성을 더 높게 평가받는다(Leigh & Summers, 2002). 마케팅 커뮤니케이션 상황에서도 소비자는 광고 모델의 시선에 주목하고 그 의미가 무엇인지를 해석한다(성영신, 장영, 신주리, 2006; Allison, Puce, & McCarthy, 2000). 앞서 논의한 대면 설득 연구 결과를 광고 모델 시선에 대한 소비자의 의미 해석에 적용해보면 다음과 같은 예상이 가능하다. 광고 모델이 소비자를 응시하는 경우, 소비자는 광고 모델이 광고에서 특정 브랜드를 소비자에게 소개하고 추천하는 의도가 광고 모델이 해당 브랜드를 진심으로 좋게 평가하고 좋아하며 자주 사용하기 때문이라고 추론할 가능성이 높다. 반면 광고 모델이 소비자를 응시하지 않는 경우, 소비자는 광고 모델이 광고에서 특정 브랜드를 소비자에게 소개하고 추천하는 의도가 해당 브랜드에 대한 광고 모델 자신의 본심 보다는 광고 출연료라는 금전적 보상을 받았기 때문이라고 추론할 수 있다. 따라서 광고 모델에 대한 대응편향은 광고 모델이 소비자를 응시하는 경우(광고 모델의 정면 응시 조건)가 소비자의 시선을 피하는 경우(광고 모델의 측면 응시 조건) 보다 강할 것으로 기대한다. 또한 사회 심리 영역의 연구(Mason et al., 2005)와 광고 심리 영역의 연구(성영신, 정건지, 장영, 2004) 모두 광고 모델의 선호도는 광고 모델이 소비자를 응시하는 경우가 소비자의 시선을 피하는 경우 보다 긍정적이라고 제안하고 있다.

    지금까지의 논의에 의하면 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향과 광고 모델 선호도에 독립적이며 직접적인 영향을 미칠 수 있다. 광고 모델에 대한 대응편향이 광고 모델 선호도에 선행할 수 있기 때문에(Silvera & Austad, 2004; DeCarlo, 2005) 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 영향을 미쳐서 그 후 광고 모델 선호도에 간접적인 영향도 미칠 것으로 기대한다. 따라서 광고 모델의 사회적 특성 평가와 광고 효과성의 위계적 관계(광고 모델에 대한 대응편향 → 광고 모델 선호도 → 광고 태도 → 광고 브랜드 태도)를 근거로 다음과 같은 가설을 도출할 수 있다.

    연구 가설 3-1. 정면을 응시하는 광고 모델은 측면을 응시하는 광고 모델 보다 광고 모델에 대한 대응편향을 더 강하게 일으키고 이후 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도를 위계적으로 더 긍정적으로 만들 것이다.

    연구 가설 3-2. 정면을 응시하는 광고 모델은 측면을 응시하는 광고 모델 보다 광고 모델 선호도를 더 긍정적으로 만들 것이다.

    이상에서 논의한 바와 같이 광고 모델의 신체적 매력도(고매력 vs. 저매력)와 광고 모델의 시선(광고 모델의 정면 응시 vs. 광고 모델의 측면 응시)은 광고 모델에 대한 대응편향과 선호도에 독립적인 영향을 미칠 가능성이 있다. 또한 광고 모델의 신체적 매력도와 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 영향을 미친 후 광고 모델 선호도에 간접적인 영향을 미칠 것으로 기대한다. 그러나 광고 모델의 신체적 매력도와 시선 중 어느 변인이 광고 모델에 대한 대응편향과 선호도에 더 강한 직접적인 또는 간접적인 영향을 미칠지를 예측할 수 있는 선행 연구나 논리적 근거가 부족하다. 따라서 광고 모델의 신체적 매력도와 시선의 상호작용 효과에 관해서 다음과 같은 연구 문제를 설정했다.

    연구 문제 1-1. 광고 모델의 신체적 매력도와 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 상호작용 영향을 미치고 이후 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도에 위계적으로 영향을 미치는가?

    연구 문제 1-2. 광고 모델의 신체적 매력도와 시선은 광고 모델 선호도에 상호작용 영향을 미치는가?

    연구방법

      >  실험 설계와 실험 참가자

    본 실험은 총 6종류의 실험 조건(2종류의 광고 모델의 신체적 매력도 X 3종류의 광고 모델의 시선)으로 구성된 실험 참가자간 설계를 기반으로 온라인으로 진행되었다. 이때 3종류의 광고 모델 시선은 사회적 특성 평가와 시선 간의 관계를 연구한 Calder 등(2002)의 분류 기준을 적용해서 광고 모델의 정면 응시 조건, 좌측 응시 조건, 그리고 우측 응시 조건으로 선정하였다. 실험 참가자가 인터넷 이용에 친숙하지 않으면 온라인으로 진행되는 본 실험에 대해 심리적 불편함을 느낄 가능성이 있다. 이와 같은 가능성을 배제하기 위해서, 인터넷 친숙도를 반영하는 주 평균 인터넷 이용 시간이 가장 긴 20대(20.3 시간)와 30대(17.6 시간)를 실험 참가자 집단으로 선정하였다(한국인터넷진흥원, 2013). (1) 이들 20대와 30대가 자주 소비하고(베스트사이트, 2007) (2) 법적 제약으로 인해서 인쇄 광고를 많이 활용하는 제품군은 맥주이기 때문에 본 실험의 광고를 맥주 제품 광고로 결정하였다. 많은 주류 광고가 주로 여성 광고 모델을 활용해왔다는 현실을 반영해서 본 실험의 광고 모델은 여성으로 선정하였다. 남성이 여성 보다 여성 광고 모델에 대한 주의 집중 정도가 높기(Baker & Churchill, 1977) 때문에 본 실험의 실험 참가자는 20대와 30대 남성으로 제한하였다. 총 661명의 20대와 30대 남성이 본 실험에 참여하였다. 전체 실험 참가자 중 자신의 실험 조건에 해당되는 광고 모델의 응시방향을 정확히 재인한 총 258명(전체 실험 참가자 중 39.0%)을 성실한 실험 참가자로 규정하고(Dandurand et al., 2008) 이들의 자료를 분석해서 연구 가설과 연구 문제를 검증하였다. 실험 참가자 모집 이메일의 1문항으로 구성된 선택형 질문(‘당신이 일상생활을 할 때 주로 사용하는 손은 다음 중 어느 쪽입니까?’)을 이용해서 왼손잡이와 양손잡이를 모두 제외했기 때문에 모든 실험 참가자는 오른손잡이였다.

      >  실험 자극물

    본 실험에서 사용할 광고 제작을 위한 언어적 구성 요소(광고 슬로건)과 시각적 구성 요소(무명의 여성 광고 모델 얼굴, 맥주 브랜드 로고, 해당 브랜드의 맥주 병 형태)는 다음과 같은 과정을 통해서 선정하였다.

    본 실험용 광고를 제작하기 위해서 실험 참가자에게 잘 알려진 맥주 브랜드 로고를 활용하는 경우, 실험 참가자 각자가 가지고 있는 해당 맥주 브랜드에 대한 기존 태도가 실험용 광고 제시 후 광도 태도 평가와 광고 브랜드 태도 평가에 영향을 미칠 수 있다(Machleit & Wilson, 1988). 또한 가상의 맥주 브랜드 로고를 단기간에 만들어서 실험용 광고에 활용하는 경우, 심미적 완성도가 떨어질 가능성이 있다. 이와 같은 문제를 해결하기 위해서 연구자는 실제로 출시된 맥주 브랜드이지만 국내 소비자에게는 알려지지 않은 스웨덴 맥주 브랜드의 로고, 해당 브랜드의 대표적 맥주 병 형태 사진 그리고 맥주 브랜드의 핵심 속성(soft and premium)을 인터넷을 통해서 검색했다. 이후 광고 회사 카피라이터가 해당 맥주 브랜드의 핵심 속성이 포함된 한 문장의 영문 광고 슬로건을 개발하였다. 저매력 광고 모델 선정을 위해서 광고 회사 디자이너와 협의를 통해 광고 회사의 시각 자료 데이터베이스에서 얼굴이 정면을 향하는 총 5명의 무명 외국인 여성 얼굴 사진을 선별하였다.

    이상의 준비 과정을 거친 후 22명의 20대와 30대 남성을 대상으로 사전 설문 조사를 온라인으로 진행했다. 사전 설문 조사 응답자는 미리 선별한 총 5명의 무명 외국인 여성 얼굴 사진을 하나씩 보고 각 여성에 대한 신체적 매력도를 양극형용사로 구성된 7점 척도 1문항(‘여성은 매력적이지 않다/여성은 매력적이다’)에 응답하였다. 또한 이들은 각 여성에 대한 인지도를 묻는 1문항의 선택형 질문에 응답하였다. 반복측정 일변량 분석과 Bonferroni 사후 검증 결과, 1명의 여성에 대한 신체적 매력도(M=2.23, SD=1.15)가 나머지 4명에 대한 신체적 매력도에 비해서 낮았고 나머지 4명에 대한 신체적 매력도는 서로 차이가 없는 것으로 나타났다(F(4, 84)=10.74, p<.01, η2 =.34). 신체적 매력도가 동일한 4명의 여성 중 (1) 모든 사전 설문 조사 응답자가 해당 여성을 이전에 본적이 없다고 응답하고 (2) 7점 척도의 중간값인 4점에 가장 가까운 여성(M= 4.27, SD=1.61)을 본 실험의 저매력 광고 모델로 선정하였다. 최종 선택에서 제외된 3명에 대한 신체적 매력도는 모두 3점대로 7점 척도의 중간값인 4점 미만이었다.

    1차 사전 설문 조사에서 선정한 저매력 광고 모델을 기준으로 고매력 광고 모델을 선정하기 위해서 광고 회사 디자이너와 협의를 통해서 시각 자료 데이터베이스에서 얼굴이 정면을 향하는 총 5명의 무명 외국인 여성 얼굴 사진을 선별하였다. 이상의 준비 과정을 거친 후 22명의 20대와 30대 남성을 대상으로 후속 사전 설문 조사를 온라인으로 진행했다. 후속 사전 설문 조사 응답자는 미리 선별한 총 5명의 무명 외국인 여성 얼굴 사진과 1차 사전 설문 조사에서 선정된 저매력 광고 모델의 얼굴 사진에 대해서 1차 사전 설문 조사와 동일한 방법으로 신체적 매력도와 인지도를 평가하였다. 반복측정 일변량 분석과 Bonferroni 사후 검증 결과, 1명의 여성에 대한 신체적 매력도(M=5.82, SD=.91)가 나머지 5명(1차 사전 설문 조사에서 선정한 저매력 광고 모델 포함)에 대한 신체적 매력도에 비해서 높은 것으로 나타났다(F(5, 105)=24.76, p<.01, η2=.54). 모든 응답자가 가장 신체적 매력도가 높은 해당 여성을 이전에 본 적이 없다고 보고하였다. 이 여성을 본 실험의 고매력 광고 모델로 선정하였다.

    1차 사전 설문 조사와 2차 사전 설문 조사에 참여한 모든 응답자는 (1) 실험용으로 선정한 스웨덴 맥주 브랜드의 인지도를 묻는 1문항의 선택형 질문, (2) 맥주 브랜드 태도를 측정하기 위한 Homer(1990)의 연구에서 사용한 양극형용사로 구성된 7점 척도 3문항(‘실험 절차와 측정 변인’ 파트의 (4) 광고 브랜드 태도 측정 문항 참조) (α=.87), (3) 실험용 맥주 브랜드의 로고와 맥주 병 형태 그리고 광고 슬로건의 주목도 각각을 평가하기 위한 양극형용사로 구성된 7점 척도 각 1문항(‘독특하지 않다/독특하다)에 응답하였다. 두 사전 설문 조사의 통계분석 결과, 전체 44명 응답자 중 1명(2.3%)이 실험용으로 선정된 맥주 브랜드를 보거나 들은 적이 있다고 보고하였다. 또한 맥주 병 형태의 주목도(M=4.52, SD=1.30)와 브랜드 태도(M=4.16, SD=.84)를 제외하고, 브랜드 로고의 주목도(M=3.66, SD=1.18) 그리고 광고 슬로건의 주목도(M=2.75, SD=1.30)는 7점 척도의 중간값인 4점 이하인 것으로 나타났다.

    본 실험의 실험 참자가가 독립 변인인 광고 모델의 얼굴(신체적 매력도)과 눈동자(시선)에 주목하도록 광고 회사 디자이너가 다음과 같은 광고 요소 배치 원칙을 기준으로 총 6종류(2종류의 광고 모델의 신체적 매력도 X 3종류의 광고 모델의 시선)의 실험용 광고를 컬러로 제작하였다. 광고의 2사분면에 배치한 광고 구성 요소는 실험 참가자의 시선을 가장 먼저 끌 가능성이 높기 때문에(Moriarty, 1986) 2사분면에는 어떤 광고 구성 요소도 배치하지 않았다. 오른손잡이 실험 참가자의 경우, 실험 참가자 시점에서 광고의 오른쪽에 언어적 구성 요소가 있으면 그에 대한 정보 처리 효율성이 높고 광고의 왼쪽에 시각적 구성 요소가 있으면 그에 대한 정보 처리 효율성이 높다(Allen, 1983). 독립 변인 이외의 다른 광고 구성 요소에 대한 높은 정보 처리 효율성은 독립 변인인 광고 모델의 사회적 특징(신체적 매력도와 시선)에 대한 정보 처리에 간섭을 일으킬 우려가 있다(Janiszewski, 1993). 이를 막기 위해서 광고 슬로건은 3사분면에, 맥주 브랜드 로고와 맥주 병 사진은 각각 1사분면과 4사분면에 배치하였다. 이와 같은 원칙에 따라서 총 6종류의 실험용 광고에 대해 광고 구성 요소를 동일하게 배치하고 사전 설문 조사를 통해서 선정한 고매력과 저매력 여성 광고 모델의 얼굴 사진을 광고 중앙에 배치했다. 광고 모델의 시선은 3종류의 응시방향 조건에 맞추어서 광고 모델 시점에서 정면을 응시, 왼쪽을 응시 그리고 오른쪽을 응시하도록 광고 모델의 눈동자를 좌우로 수평 이동시켜서 조작하였다.

    본 실험의 실험 참가자에게 실험용 광고를 일상생활에서의 광고 접촉 상황과 동일하게 노출시킬 목적으로 가상의 웹진을 활용하였다. 가상의 웹진을 구성하기 위해서 먼저 20대와 30대를 주독자로 하는 잡지의 편집장과 협의해서 총 6개의 인기 주제(와인, 재즈, 여행, 음식, 건강, 재테크)를 선정하였다. 실험 보조자가 시판되는 기존 잡지에서 6개 주제에 해당되는 기사의 글과 사진을 발췌해서 각 주제 별로 A4용지 1페이지에 해당되는 기사를 하나씩 구성하였다. 실험용 광고 노출 직전에 배치한 기사의 흥미 정도(긍정 정서)가 해당 광고에 대한 평가에 영향을 미칠 수 있기 때문에(Yi, 1990) 각 기사에 대한 흥미 정도를 점검하는 세 번째 사전 설문 조사를 온라인으로 실시하였다. 총 32명의 20대와 30대 남성이 세 번째 사전 설문 조사에 참여했다. 이들은 총 6개의 기사를 하나씩 보면서 각 기사에 대한 흥미 정도를 양극형용사로 구성된 7점 척도 1문항(‘기사는 흥미롭지 않다/기사는 흥미롭다’)에 평가하였다. 반복측정 일변량 분석과 Boferroni 사후 검증 결과, 재테크 기사에 대한 흥미 정도(M=4.91, SD=1.43)가 음식 기사에 대한 흥미 정도(M=3.76, SD=1.54) 보다 높은 것으로 나타났다(F(5, 155)=2.90, p<.05, η2= .09). 재테크 기사에 대한 높은 흥미 정도가 해당 기사 노출 직후에 배치한 광고에 대한 실험 참가자의 반응에 긍정적인 영향을 미치거나 음식 기사에 대한 낮은 흥미 정도가 해당 기사 노출 직후에 배치한 광고에 대한 실험 참가자의 방응에 부정적인 영향을 미치는 것을 막기 위해서, 재테크 기사는 가상 웹진의 표지 바로 뒤의 페이지에(기사 중 가장 먼저) 음식 기사는 가상 웹진의 맨 마지막 페이지에 배치하였다. 동일한 실험용 광고가 해당 실험 조건에 무선적으로 배정된 실험 참가자에게 총 3번씩 노출되도록(Krugman, 1972) 동일한 실험용 광고를 가상 웹진의 표지 뒤, 이후 2개의 기사 뒤마다 1번씩 삽입했다.

      >  실험 절차와 측정 변인

    국내 온라인 조사 회사의 20대와 30대 남성 패널 중 실험 참여에 동의한 실험 참가자는 6종류의 실험 조건(2종류의 광고 모델의 신체적 매력도 X 3종류의 광고 모델의 시선) 중 하나에 해당되는 실험용 웹사이트 URL을 포함한 이메일을 무선적으로 받았다. 실험 참가자가 해당 실험용 웹사이트에 접속하면 먼저 실험 목적(‘온라인 잡지의 광고 효과 연구’)과 주의 사항(‘실험 결과의 신뢰성을 높이기 위해서 사용 중인 워드, 한글이나 다른 웹페이지를 모두 종료해야 함’)을 읽었다.

    실험 참가자가 지시문을 읽은 후, 실험용 광고가 포함된 가상 웹진의 각 웹페이지를 스스로 원하는 만큼 읽고 해당 웹페이지의 하단에 있는 ‘NEXT’ 버튼을 눌러서 다음 웹페이지로 이동했다. 실험 참가자는 동일한 실험용 광고가 3번 포함된 가상의 웹진(표지, 기사 그리고 광고를 포함해서 총 10개의 웹페이지로 구성됨)을 모두 읽은 후 연구 가설과 연구 문제 검증 그리고 인지도 조작 점검을 위한 질문 문항에 응답하였다.

    실험 참가자에게 제시한 질문 문항의 순서는 다음에 기술되는 순서와 같다. (1) 광고 모델에 대한 대응편향은 Cronley 등(1999)의 연구에서 사용한 리커트 형식의 7점 척도 3문항(‘광고 모델은 광고 속 맥주 브랜드가 좋은 제품이라고 생각한다,’ ‘광고 모델은 광고 속 맥주 브랜드를 좋아한다,’ ‘광고 모델은 광고 속 맥주 브랜드를 자주 마신다’)으로 측정하였다(α=.92). (2) 광고 모델 선호도는 Cronley 등(1999)의 연구에서 사용한 양극형용사로 구성된 7점 척도 4문항(‘광고 모델에게 흥미가 가지 않는다/광고 모델에게 흥미가 간다,’ ‘광고 모델에게 호감이 느껴지지 않는다/광고 모델에게 호감이 느껴진다,’ ‘광고 모델은 마음에 들지 않다/광고 모델은 마음에 든다,’ ‘광고 모델은 이미지가 나쁘다/광고 모델은 이미지가 좋다’)으로 평가하였다(α=.93). (3) 광고 태도는 Holbrook과 Batra(1987)의 연구에서 사용한 양극형용사로 구성된 7점 척도 4문항(‘나는 이 광고가 싫다/나는 이 광고가 좋다,’ ‘나는 이 광고에 호감이 가지 않는다/나는 이 광고에 호감이 간다,’ ‘이 광고는 나쁘다/이 광고는 좋다,’ ‘나는 이 광고가 부정적으로 느껴진다/나는 이 광고가 긍정적으로 느껴진다’)으로 알아보았다(α=.93). (4) 광고 브랜드 태도는 Homer (1990)의 연구에서 사용한 양극형용사로 구성된 7점 척도 3문항(‘나는 광고 속 맥주 브랜드가 싫다/나는 광고 속 맥주 브랜드가 좋다,’ ‘광고 속 맥주 브랜드는 품질이 나쁘다/광고 속 맥주 브랜드는 품질이 좋다,’ ‘광고 속 맥주 브랜드에 호감이 가지 않는다/광고 속 맥주 브랜드에 호감이 간다’)으로 측정하였다(α=.85). (5) 광고 모델 인지도, (6) 광고 브랜드 인지도 그리고 (7) 광고 모델의 응시 방향 재인은 각각 1개의 선택형 질문으로 알아보았다. 이때 각 질문 문항은 ‘확실하지 않다’라는 선택지를 포함한다.

    연구결과

      >  인지도 조작 점검

    조작 점검 결과, 실험 참여에 성실한 실험 참가자 258명 중 .4%(1명)가 광고 모델을 본 적이 있다고 응답했으며 1.2%(3명)가 광고 브랜드를 보거나 들은 적이 있다고 보고하였다. 광고 모델의 신체적 매력도 조건(고매력 vs. 저매력) 간 광고 모델 인지도(χ2(2)=4.60, 양방검증, p>.05, Cramer’s V=.13)와 광고 브랜드 인지도(χ2(2)=4.44, 양방검증, p>.05, Cramer’s V=.13)의 차이는 없는 것으로 나타났다. 동일하게 광고 모델의 시선 조건(정면 vs. 좌측 vs. 우측) 간 광고 모델 인지도(χ2(4)=5.78, 양방검증, p>.05, Cramer’s V=.11)와 광고 브랜드 인지도(χ2(4)=3.14, 양방검증, p>.05, Cramer’s V=.08)의 차이도 없는 것으로 나타났다.

      >  연구 가설과 연구 문제 검증

    광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 광고 모델에 대한 대응편향, 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도에 미치는 영향력을 검증한 이원 변량분석 결과는 표 1의 첫 2개 행에 제시하였다. 각 이원 변량분석 이후의 Boferroni 사후 검증 결과는 표 2에 제시하였다(영어 소문자 참조). 이원 변량분석 결과 중 유의미한 것만 살펴보면 다음과 같다. 광고 모델에 대한 대응편향은 광고 모델의 정면 응시 조건(M=4.31, SD=1.11)에서 다른 두 측면 응시 조건(좌측 응시 조건: M=3.82, SD=1.31; 우측 응시 조건: M=3.45, SD=1.39) 보다 더 강한 것으로 나타났다(F(2, 252)= 10.77, p<.01, η2=.08). 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도는 광고 모델의 신체적 매력도와 시선 각각의 독립적인 영향을 받았다. 세부적으로 살펴보면, 광고 모델 선호도는 광고 모델의 신체적 매력도가 낮을 때(M=3.75, SD=1.42) 보다 높을 때(M=4.84, SD=1.35) 더 긍정적이고(F(1, 252)=37.33, p<.01, η2=.13) 광고 모델의 정면 응시 조건(M=4.58, SD=1.45)에서 우측 응시 조건(M=3.92, SD=1.48) 보다 더 긍정적이었다(F(2, 252)=4.06, p<.05, η2=.03). 광고 태도는 광고 모델의 신체적 매력도가 낮을 때(M=3.85, SD=1.17) 보다 높을 때(M=4.35, SD=1.34) 더 긍정적이고(F(1, 252)=6.80, p<.01, η2=.03) 광고 모델의 정면 응시 조건(M=4.56, SD=1.18)에서 다른 두 응시 조건(좌측 응시 조건: M=3.75, SD=1.23; 우측 응시 조건: M=3.69, SD=1.21) 보다 더 긍정적이었다(F(2, 252)= 14.24, p<.01, η2=.10). 광고 브랜드 태도도 광고 모델의 신체적 매력도가 낮을 때(M=3.96, SD=1.05) 보다 높을 때(M=4.33, SD=1.13) 더 긍정적이고(F(1, 252)=5.08, p<.05, η2=.02) 광고 모델의 정면 응시 조건(M=4.41, SD=1.10)에서 오른쪽 응시 조건(M=3.86, SD=1.11) 보다 더 긍정적인 것으로 나타났다(F(2, 252)= 6.18, p<.01, η2=.05).

    (1) 4개의 종속 변인(광고 모델에 대한 대응편향, 광고 모델 선호도, 광고 태도, 광고 브랜드 태도) 간 상호 관련성이 있으며(예. Cronley et al., 1999; MacKenzie et al., 1986) (2) 실험용으로 조작한 2종류의 독립 변인(광고 모델의 신체적 매력도와 시선)이 상호 관련된 종속 변인에 미치는 효과 기저의 위계적인 심리적 처리 과정(그림 1 참조)을 검증하기 위해서 스텝다운 F 분석을 실시하였다(Tonidandel & LeBreton, 2013; Yi, 1990). 첫 번째 스텝다운 F 분석 결과는 이원 변량분석에서 얻은 결과와 동일하다. 두 번째 스텝다운 F 분석은 첫 번째 스텝다운 F 분석에서의 종속 변인인 광고 모델에 대한 대응편향을 공변량으로 통제한 후 실시하는 이원 공변량분석에 해당된다. 세 번째와 마지막 스텝다운 F 분석 역시 이전 스텝다운 F 분석에서 종속 변인으로 검증한 모든 선행 변인을 공변량으로 통제한 후 실시하는 이원 공변량분석과 동일하다. 스텝다운 F 분석 결과는 표 1의 마지막 2개 행에 제시하였다. 각 스텝다운 F 분석 이후의 Boferroni 사후 검증 결과는 표 2에 제시하였다(영어 대문자 참조).

    스텝다운 F 분석 결과를 세부적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 광고 모델 선호도는 광고 모델에 대한 대응편향에 직접적인 영향을 받았으며(F(1, 251)=66.04, p<.01, η2=.21) 광고 모델의 신체적 매력도가 낮을 때(M=3.75, SD=1.42) 보다 높을 때(M=4.84, SD=1.35) 더 긍정적이었다(F(1, 251)=49.40, p<.01, η2=.16). 이원 변량분석 결과와 달리 광고 모델의 시선은 광고 모델 선호도에 영향을 미치지 않았다(F(2, 251)=.37, p>.05, η2=.00). 둘째, 광고 모델에 대한 대응편향(F(1, 250)=39.07, p<.01, η2 =.14)과 광고 모델 선호도(F(1, 250)=76.10, p<.01, η2=.23) 모두 광고 태도에 직접적인 영향을 미친 것으로 나타났다. 또한 광고 태도는 광고 모델의 정면 응시 조건(M=4.56, SD= 1.18)에서 다른 두 응시 조건(좌측 응시 조건: M=3.75, SD=1.23; 우측 응시 조건: M=3.69, SD=1.21) 보다 더 긍정적이었다(F(2, 250)= 5.84, p<.01, η2=.04). 그러나 광고 모델의 신체적 매력도는 이원 변량분석에서는 광고 태도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 밝혀졌지만 스텝다운 F 분석 결과 유의미한 영향이 없는 것으로 나타났다(F(1, 250)=.01, p>.05, η2= .00). 마지막으로 이원 변량분석 결과와 달리 광고 브랜드 태도는 광고 모델의 신체적 매력도(F(1, 249)=.19, p>.05, η2=.00)와 시선(F(2, 249)=.75, p>.05, η2=.01)에 영향을 받지 않고 광고 모델 선호도(F(1, 249)=9.70, p<.01, η2= .04)와 광고 태도(F(1, 249)=125.14, p<.01, η2= .33)에 직접적인 영향을 받았다.

    이상에서 논의한 이원 변량분석 결과와 스텝다운 F 분석 결과를 종합해서 변인 간의 관계를 기술하면 다음과 같다(그림 1 참조). 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델 선호도에 직접적인 영향을 미친다. 고매력 광고 모델은 저매력 광고 모델 보다 실험 참가자가 광고 모델 선호도를 더 긍정적으로 평가하게 만들었다. 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델 선호도를 통해서 간접적으로 광고 태도와 광고 브랜드 태도에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 반면 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 직접적인 영향을 미치며 대응편향을 통해서 간접적으로 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도에 영향을 미친다. 또한 광고 모델의 시선은 광고 태도에 직접적인 영향을 미치고 광고 태도를 통해 광고 브랜드 태도에 간접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 광고 모델의 시선이 광고 모델에 대한 대응편향과 광고 태도에 미치는 직접적인 영향은 동일한 패턴을 보였다. 즉, 광고 모델에 대한 대응편향과 광고 태도 모두 광고 모델의 정면 응시 조건에서 다른 두 응시 조건(좌측 응시 조건과 우측 응시 조건) 보다 긍정적이었다.

    논 의

    본 연구는 선행 연구를 근거로 무명 광고 모델이 등장하는 광고에 대한 소비자의 정보 처리 과정을 ‘광고 모델에 대한 대응편향 → 광고 모델 선호도 → 광고 태도 → 광고 브랜드 태도’라는 위계적 관계로 제안하였다. 이때 광고 모델에 대한 대응편향과 선호도라는 광고 모델의 사회적 특성 평가가 광고 태도와 광고 브랜드 태도라는 광고 효과성에 선행한다는 가정을 전제로 하였다. 본 연구는 실험을 통해서 이와 같은 위계적 광고 정보 처리 과정에 대한 개념적 제안을 실증적으로 검증하였다(연구 가설 1-1 지지, 연구 가설 1-2 지지 그리고 연구 가설 1-3 지지). 또한 본 연구는 광고 모델의 사회적 특징인 신체적 매력도와 시선이 어떻게 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가에 영향을 미쳐서 광고 효과성에 기여하는지를 검증하고자 하였다. 이를 알아보기 위해서 본 연구는 실험용으로 조작한 2개의 독립 변인에 해당되는 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 종속 변인에 해당되는 광고 모델에 대한 대응편향, 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도에 미치는 개별적인 영향을 통계적으로 검증하지 않았다. 대신 실험용으로 조작한 2개의 독립 변인이 광고 모델에 대한 사회적 특성 평가와 광고 효과성에 미치는 위계적 효과를 스텝다운 F 분석을 통해서 검증하였다. 이때 광고 모델의 시선은 소비자 응시와 회피로 구분한 기존 연구(성영신, 정건지, 장영, 2004)와 달리 소비자 응시 조건(광고 모델의 정면 응시 조건), 소비자의 관점에서 소비자 시선을 오른쪽으로 피하는 조건(광고 모델의 좌측 응시 조건) 그리고 소비자 시선을 왼쪽으로 피하는 조건(광고 모델의 우측 응시 조건)으로 세분화하여 그 효과의 차이를 통계적으로 검증하였다.

    실험 결과(그림 1 참조), 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델 선호도에 독립적이며 직접적인 영향을 미치며 광고 태도와 광고 브랜드 태도에 간접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 반면 광고 모델의 시선은 광고 모델에 대한 대응편향에 독립적이며 직접적인 영향을 미치며 광고 모델 선호도, 광고 태도 그리고 광고 브랜드 태도에 간접적인 영향을 미쳤다. 또한 광고 모델의 시선은 광고 태도에 개별적이며 직접적인 영향을 미치는 것도 발견하였다. 2개의 독립 변인인 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 종속 변인에 미치는 직접적인 영향의 구체적인 내용을 살펴보면 다음과 같다(표 1표 2 참조). 먼저 광고 모델의 신체적 매력도가 높은 경우가 낮은 경우보다 광고 모델에 대한 선호도가 더 긍정적이었다(연구 가설 2-2 지지). 광고 모델에 대한 대응편향(연구 가설 3-1 지지)과 광고 태도는 광고 모델이 실험 참가자를 응시하는 경우(광고 모델의 정면 응시 조건)가 회피하는 경우(광고 모델의 측면 응시 조건)보다 더 강하고 긍정적인 것으로 나타났다. 그러나 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 종속 변인에 미치는 상호작용 효과는 발견하지 못 했다(연구 문제 1-1과 연구 문제 1-2). 추가적으로 위계적 광고 정보 처리 과정과 관련해서 본 연구는 광고 모델에 대한 대응편향이 광고 태도에(연구 가설 1-2 지지) 그리고 광고 모델 선호도가 광고 브랜드 태도에(연구 가설 1-3 지지) 직접적인 영향을 미치는 것도 실증적으로 검증하였다.

    한편 연구 가설 2-1과 달리 광고 모델의 신체적 매력도는 광고 모델에 대한 대응편향에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 사회 심리 영역의 메타 분석 연구(Eagly et al., 1991)에서 광고 모델의 신체적 매력도가 광고 브랜드 소개와 추천 의도의 진정성과 관련될 수 있지만 그 효과 크기는 .13으로 매우 작은 것으로 밝혀졌다. 유사하게 유명 광고 모델의 효과를 연구한 Silvera와 Austad(2004)도 광고 모델의 신체적 매력도가 광고 모델에 대한 대응편향에 미치는 영향력의 경로 계수는 유의미하지만 .27로 그 효과 크기가 작다는 것을 발견하였다. 이상의 논의를 종합해보면 광고 모델의 신체적 매력도가 광고 모델에 대한 대응편향에 미치는 효과 크기는 작다고 볼 수 있다. 그런데 본 연구에서 적용한 온라인 실험 방법은 실험자의 철저한 통제가 없기 때문에 기존 실험실 연구에 비해서 실험 참가자가 광고 모델의 신체적 매력도라는 실험 조작에 대해서 주의를 덜 기울일 가능성이 높다(Dandurand et al., 2008). 이와 같은 실험 조작에 대한 실험 참가자의 낮은 주의 집중 정도가 광고 모델의 신체적 매력도와 광고 모델에 대한 대응편향의 관련성을 낮춘 것으로 이해할 수 있다(Pedhazur & Schmelkin, 1991).

    연구 가설 3-1과 연구 가설 3-2와 관련해서 광고 모델의 시선은 광고 효과성 중 하나인 광고 태도에도 직접적이고 독립적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 이와 같은 결과가 발생한 원인 중 하나는 다음과 같다. 광고 모델의 시선(응시 방향)을 따라서 실험 참가자의 시선은 이동한다(Allison et al., 2000). 광고 모델의 좌측 시선을 따라서 오른손잡이 실험 참가자의 시선은 오른쪽으로 이동하고 이때 실험 참가자의 좌뇌가 활성화된다. 광고 모델의 시선이 우측을 향하는 광고를 보는 경우 광고 모델의 시선을 따라서 오른손잡이 실험 참가자의 시선은 왼쪽으로 이동하며 이때 실험 참가자의 우뇌가 활성화된다. 좌뇌의 활성화는 우뇌의 활성화 보다 실험 참가자로 하여금 더 긍정인 감정을 경험하게 만들어서 광고에 대한 전반적인 태도를 보다 긍정적으로 평가하게 만들 수 있다(Freinmuth & Wapner, 1979; McLaughlin, 1986; Mead & McLaughlin, 1992). 광고 모델이 정면을 응시하는 광고를 볼 때 앞서 논의한 광고 모델이 측면을 응시하는 광고를 볼 때 보다 좌뇌와 우뇌가 모두 활성화되면서(Janiszewski, 1990) 긍정적인 감정을 더 강하게 경험하게 만들어서 실험 참가자가 광고 태도를 보다 긍정적으로 평가하게 만들 수 있다(Simpson, Strurges, & Tanguma, 2008). 이처럼 광고 모델의 응시 방향에 따라서 실험 참가자가 경험하는 긍정적 감정의 강도는 달라질 수 있으며 실험 참가자가 경험한 긍정적 감정이 하나의 맥락으로 작용해서 광고 모델을 포함한 광고 전체에 대한 광고 태도 평가에 직접적인 영향을 미칠 가능성이 있다(Yi, 1990). 따라서 실험 참가자가 광고 모델의 시선을 따라가면서 경험한 긍정 감정의 강도 차이가 광고 태도 평가에 직접적인 영향을 미쳤을 수 있다.

    본 연구의 이론적인 의의를 살펴보면 다음과 같다. 먼저 본 연구는 무명 광고 모델이 등장하는 광고에 대한 위계적 정보 처리 과정을 개념적으로 제안하고 이를 실증적으로 검증했다. 특히, 최근 광고에 대한 소비자의 불신 증가와 관련해서 그 원인 중 하나로 예상되는 광고 모델에 대한 대응편향이라는 변인을 위계적 광고 정보 처리 과정의 시작으로 제안하고 광고에서 조작 가능한 광고 모델의 사회적 특징(신체적 매력도와 시선)이 미치는 영향을 검증하였다. Silvera와 Austad(2004) 그리고 Cronley 등(1999)에 의해서 광고 모델에 대한 대응편향에 주안점을 두고 광고 모델이 등장하는 광고의 정보 처리 과정을 연구한 유사한 시도가 있었다. 그러나 (1) 이 두 연구 모두는 유명 광고 모델을 활용했다는 점, (2) Cronley 등은 대응편향을 포함해서 여러 변인간의 인과 관계가 아닌 상관만을 알아보았다는 점 그리고 (3) Silvera와 Austad는 대응편향에 영향을 미치는 선행 요인을 광고 모델의 신체적 매력도로 제한했다는 점에서 본 연구와 차별화된다.

    본 연구는 광고 실무자에게 광고의 설득 영향력에 대한 소비자 저항을 완화시킬 수 있는 효과적인 무명 광고 모델의 활용 전술을 제안한다. 광고 모델의 주장 내용에 대한 신뢰성은 유명 광고 모델 보다 무명 광고 모델을 활용하는 경우에 더 높을 수 있다(Gaied & Rached, 2010). 본 연구 결과에 의하면 무명 광고 모델을 활용하는 경우에도 소비자가 광고 모델이 특정 브랜드를 소개하고 추천하는 활동을 보다 신뢰하게 만들기 위해서는 광고 모델이 소비자를 바라보도록 시선을 표현하는 것이 효과적이다. 이와 같은 광고 모델의 소비자 응시 효과는 광고 모델의 신체적 매력도가 높거나 낮은 경우와 관계가 없이 발생하는 것으로 밝혀졌다. 광고 모델의 신체적 매력도 지각은 소비자의 주관성에 크게 좌우될 수 있어서 동일한 광고 모델에 대해서 개별 소비자 마다 신체적 매력도를 지각하는 정도가 다를 수 있다. 반면 광고 모델의 응시 방향은 객관적이기 때문에 소비자 개개인의 취향이나 기호가 반영될 여지가 적다. 따라서 광고에서 무명 광고 모델의 정면 응시 조작은 소비자의 개인차가 반영되지 않으면서 광고 효과를 높이기 위한 안정적인 광고 모델 활용 전술로 볼 수 있다.

    마지막으로 본 연구의 한계점을 검토하고 그와 관련된 향후 연구 방향을 제안하면 다음과 같다. 먼저, 본 연구에서 무명 광고 모델의 측면 응시 조건은 광고 모델이 실험 참가자를 향하지 않도록 정면 응시 조건에서 좌우로 동일한 거리를 두고 눈동자가 수평 이동하도록 조작한 결과물이다. 본 실험 결과, 2종류의 측면 응시 조건 사이에서 광고 모델의 사회적 특성 평가와 광고 효과성의 차이를 발견하지 못 했다. 한편 Langton, Watt 그리고 Bruce(2000)의 연구에 의하면 광고 모델이 광고 브랜드를 응시하는 경우가 그렇지 않은 경우 보다 실험 참가자의 브랜드 주목도를 높이는 것으로 밝혀졌다. 브랜드 주목도는 광고 효과성에 직접적인 영향을 미칠 수 있다. 따라서 향후 연구에서 광고 모델의 시선이 광고 브랜드를 향하는 효과를 2(광고 모델의 신체적 매력도: 고 vs. 저) X 2(광고 모델의 시선: 소비자 응시 vs. 광고 브랜드 응시) 실험 참가자간 설계를 활용해서 검증할 필요가 있다. 또한 본 연구는 무명 광고 모델의 사회적 특징이 위계적 광고 정보 처리 과정에 미치는 영향을 검증하였다. 앞서 논의한 바와 같이 유명 광고 모델의 사회적 특성 평가는 광고에서 표현된 또는 연출된 신체적 매력도나 시선 보다는 해당 광고 모델과 관련된 소비자의 기억 내용에 의해서 결정될 가능성이 높다(Stallen et al., 2010). 이와 관련해서 신체적 매력도와 시선이라는 광고 모델의 사회적 특징이 유명 광고 모델이 등장한 광고의 정보 처리 과정에도 유의미한 영향을 미치는지를 검증하는 추가 노력도 요구된다.

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  • [그림 1.] 광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 유발하는 위계적 광고 정보 처리 과정 요약
    광고 모델의 신체적 매력도와 시선이 유발하는 위계적 광고 정보 처리 과정 요약
  • [표 1.] 이원 변량분석과 스텝다운 F 분석
    이원 변량분석과 스텝다운 F 분석
  • [표 2.] 각 실험 조건별 종속 변인의 평균과 표준편차
    각 실험 조건별 종속 변인의 평균과 표준편차