물질주의와 강박적 구매의 관계

The Relation between Materialism and Compulsive Buying

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  • ABSTRACT

    본 연구는 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 선행연구 결과를 근거로 연구모형과 경쟁모형들을 상정하고 모형의 적절성을 검증하고자 하였다. 이를 위해 물질주의가 정체성 구매동기에 영향을 미치고 이것이 강박적 구매에 연결되는 경로와, 물질주의가 정서조절 구매동기에 영향을 미치고 이것이 강박적 구매로 연결되는 경로로 구성된 이중경로 모형을 연구모형으로 하였고, 나아가 연구모형의 적절성이 독립적 및 상호의존적 자아해석의 수준과 성차에 따라 달라질지 알아보았다. 또한 연구모형의 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 미치는 경로에서 일반의사결정유형의 조절된 매개효과를 확인하였다. 서울, 전북, 충청지역 대학생을 대상으로 하여 설문조사를 실시하고, 465명의 자료로 구조방정식모형과 SPSS Macro를 사용해 모형적합성과 조절된 매개효과를 검증하였다. 연구 결과는 다음과 같다. 첫째, 연구에서 설정한 다양한 대안모형들의 적합도 비교에서 물질주의가 정체성 구매동기에 영향을 미치고 정체성 구매동기는 강박적 구매에 영향을 미치지 않는 경로와 물질주의가 정서조절 구매동기에 영향을 미치고 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 경로를 갖는 모형이 가장 적합한 것으로 나타났다. 둘째, 채택된 가장 적합한 모형에서 독립적 및 상호의존적 자아해석의 수준 및 성차에 따른 차이는 나타나지 않았다. 셋째, 물질주의와 강박적 구매사이에서 정서조절 구매동기의 완전매개효과가 나타났으며, 정서조절 구매동기와 강박적 구매사이를 일반의사결정유형들 중 즉흥형이 조절하는 것으로 나타났다. 나아가 최종 채택된 모형에서 즉흥형의 조절된 매개효과가 나타났다. 논의에서 연구결과의 의미와 강박적 구매행동의 치료적 시사점을 진술하였다.


    The purpose of present study was to test the propriety of the path model in which materialism affects both identity buying motive and emotion regulation buying motive, and these buying motives affect compulsive buying. First, based on the results of previous researches, the research model and competitive models were developed, and were tested which model of those is the fittest to the data. Futhermore, it was investigated whether there were differences on the paths of the research model by self-construals and gender. Second, it was tested whether the mediation effects of identity buying motive and emotion regulation buying motive were moderated by general decision making style in the pathway from materialism to compulsive buying. Data from 465 college students in Korea were analyzed using structural equation modeling, regression analysis, hierarchical regression analysis, and moderated mediation analysis. The results were as follows. First, the fittest model in this study was the one in which materialism influenced identity and emotion regulation of buying motives, and identity buying motive did not influence compulsive buying but emotion regulation buying motive influenced compulsive buying. Second, there were no differences on the paths of the research model by self-construals and gender. Third, emotion regulation buying motive had a full mediation effect in the relation between materialism and compulsive buying. Also, spontaneous style of decision making had moderation effect in the pathway from emotion buying motive to compulsive buying. Finally, spontaneous style of decision making had moderated mediation effects through emotion regulation buying motive in the relationship between materialism and compulsive buying. We discussed the meaning of results and the implications for therapeutic intervention of compulsive buying.

  • KEYWORD

    물질주의 , 구매동기 , 강박적 구매 , 자아해석 , 일반의사결정유형

  • 우리가 사는 사회에서 소비는 필수적이며 소비없이 일상생활을 유지하기 어렵다. 자본주의 사회에서 소비행동은 하나의 여가생활이 되었고 매체와 기술의 발전으로 소비환경이 편리해지면서 여유로운 생활을 할 수 있게 되었다. 하지만 무분별한 소비행동으로 인해 곤란을 겪는 사람들이 늘어났으며 특히 강박적 구매행동을 보이는 사람들이 많아졌다(Benson, 2000; D'Astous, Maltais, & Roberg, 1990; Dittmar, 2005a, 2005b; Faber, 2004; LaRose & Eastin, 2002; Neuner, Raab, & Reisch, 2005).

    강박적 구매(compulsive buying)는 구매에 열중하는 소비 경향성으로 반복적이고 통제할 수 없는 구매행동으로 나타난다. 강박적 구매자들은 구매 후에 후회, 죄책감, 우울을 비롯한 심리적 문제를 나타내고, 과도한 지출로 빚을 지고 파산에 이르는 등 경제적 문제가 생기는 것으로 나타났다. 이와 같은 경제적 문제는 부부갈등 및 가족갈등으로 이어지며, 강박적 구매자들은 전반적인 사회생활에도 어려움을 겪는 것으로 나타났다(Christenson et al., 1994). 근래 개인적인 삶과 임상장면에서 강박적 구매에 대한 관심이 증가하고 있으며, 유병율 또한 빠르게 증가하고 있음이 보고되고 있다. 미국 성인의 약 1.4-5.8%(Hollander & Allen, 2006; Koran, Faber, Aboujaoude, Large, & Serpe, 2006), 영국 성인의 약 10%(Dittmar, Long, & Bond, 2007), 한국 성인의 약 4.1- 15.5%(송인숙, 1993; 이승희, 박지은, 2007)가 강박적 구매행동을 보이는 것으로 나타났다.

    이와 같이 강박적 구매의 높은 유병율과 부적응적인 측면이 주목을 받으며 강박적 구매의 원인을 밝히려는 연구들이 진행되었다. 그간의 연구에서 강박적 구매에 영향을 미치는 요인으로 성별, 나이, 직업, 종교, 수입 같은 인구통계학적 요인, 부정적 정서, 자기조절 문제, 기질, 성격 특징 같은 개인 심리적 요인, 가처분소득의 증가, 물질주의 사회, 결제수단의 다양성, 쇼핑매체의 발달과 같은 사회문화적 요인이 다루어졌다(Xiao & Nicholson. 2012).

    본 연구에서는 강박적 구매에 영향을 미치는 개인 심리적 요인으로 물질주의에 주목하였다. 물질주의(materialism)는 물질적인 재화를 가지는 것이 중요하다고 생각하는 가치 성향이다(Richins & Dawson, 1992). 물질주의는 현대사회의 소비문화에 중추적인 역할을 하고, 문화는 개인의 가치로 스며들기 때문에(Markus & Kitayama, 1991), 물질주의는 현대인의 중요한 가치와 성향으로 자리잡고 구매행동에 영향을 미친다(Dittmar, 2005b; Dittmar et al., 2007; Dittmar, 2011; Kasser, Cohn, Kanner, & Ryan, 2007; Kasser & Kanner, 2004; Kellett & Bolton, 2009; Verplanken & Sato, 2011; Xiao & Nicholson. 2012). 물질주의 성향이 높은 사람들은 물질을 소유하는 것이 삶의 중요한 목적이 된다. 이들은 자신의 부, 지위, 성공을 보여주고 과시할 수 있는 것이 물질이라고 생각하며 물질을 소유함으로써 자신이 진정한 행복을 느낄 수 있다고 생각한다(Richins, 2004). 이런 물질주의 성향은 강박적 구매행동에 영향을 미치는 중요한 요인으로 제안되었고, 실제 경험적 연구들에서 물질주의가 강박적 구매 행동을 일으키는 주요 원인으로 밝혀졌다(Dittmar, 2005b; Dittmar et al., 2007; Dittmar, 2011; Kasser, Cohn, Kanner, & Ryan, 2007; Kellett & Bolton, 2009; Verplanken & Sato, 2011; Xiao & Nicholson. 2012).

    Dittmar 등(2007)은 강박적 구매행동에 대한 근본적인 가치체계는 물질주의이며, 물질주의 가치는 강박적 구매행동에 직접적인 영향을 미치기보다 물질이 가져오는 이차적 심리적 이득을 얻을 수 있다는 믿음을 강하게 하므로 강박적 구매행동을 일으킨다고 보았다(Garðarsdóttir, Dittmar, & Aspinall, 2009; Kasser & Kanner, 2004; Richins, 2004). 이에 따라 Dittmar 등(2007)은 물질주의 수준이 높게 되면 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기 수준이 높아져서 강박적 구매에 이르는 경로모형을 제안하였다. Dittmar 등(2007)의 모형에서 정체성 구매동기(identity buying motive)는 구매 물건을 통해서 자신이 생각하는 개인적, 사회적 정체성을 얻을 것으로 기대하는 것이다. 현대사회에서 물질은 개인의 정체성을 소통할 수 있게 하는 언어의 역할을 하며 소비문화는 물질로 자신의 이미지와 지위를 강조하도록 하고 있다. 이런 소비문화는 사람들이 누군가를 평가할 때 누군가가 소유하고 있는 물건에 초점을 맞추어 판단하기 쉽다. 따라서 사람들은 다른 사람들에게 돋보이고 싶은 물건을 찾게 되며 자신을 표현할 수 있는 물건에 대한 높은 구매동기를 보인다(Dittmar 1992, 2008, 2011). 물질주의가 높은 사람은 물질을 소유하는 것이 자신의 행복과 연결되기 때문에 물질을 구매함으로서 얻는 기쁨과 즐거움에 대한 기대도 크게 된다. Dittmar 등(2007)의 모형에서 정서조절 구매동기(emotion regulation buying motive)는 구매를 통해서 부정적 정서를 긍정적 정서로 바꿀 수 있을 것이라는 기대이다(Benson, 2006; Black, 2004; Faber, 2004; Lejoyeux, Abés, Tassain & Solomon, 1996). 정서조절 구매동기는 쇼핑을 통해 즐거운 기분으로 전환하려는 것과 같이 정서를 조절하거나 수정하려는 동기를 포함한다(Dittmar & Kapur, 2011).

    Dittmar 등(2007)의 모델을 이중경로모형이라 하는데, 이중경로모형(dual-rout model)이란 시스템이 어떤 결과물을 내 놓는데 두 가지 경로를 통해 처리가 이루어진다고 가정하는 것이다. 구체적으로 보면 Dittmar 등(2007)의 이중경로모형은 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 경로와 물질주의가 정서조절 구매 동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 경로로 구성된 모형이다. Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형은 최근까지 후속연구가 이루어져 왔다(Chang, Lu, Su, Lin, & Chang, 2011; Dittmar & Bond, 2010; Dittmar & Kapur 2011; Donelly, Ksendzova, & Howell, 2013; Garðarsdótir & Dittmar, 2012; Vel & Hamouda, 2009). 상당수 연구에서 이중경로 모형이 타당한 것으로 나타났으나(Chang et al., 2011; Dittmar, 2005a, 2005b; Dittmar et al., 2007; Dittmar & Kapur, 2011) 몇몇의 연구에서는 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매행동에 영향을 미치는 경로가 유의미하지 않게 나타났다(Dittmar & Kapur 2011; Donelly et al., 2013). 이러한 결과는 Dittmar 등(2007)이 제안한 연구모형이 확정적이지 않거나 다른 맥락적 요인들이 관여하고 있음을 시사한다. 따라서 본 연구에서는 선행연구 결과들에 근거해 다양한 경로를 갖는 연구모형과 경쟁모형들을 설정하고 가장 적합한 모형을 확인해보고자 하였다. 또한 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형에 영향을 미칠 수 있는 두 가지 가능한 맥락변인으로 자아해석과 성차를 제안하고 이를 검증해 보고자 하였다. 나아가 Dittmar 등(2007)의 모형의 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 과정에 의사결정유형의 조절효과를 검증하고자 하였다.

    본 연구에서 설정한 연구모형과 경쟁모형들의 경로와 그 근거는 다음과 같다. 먼저 연구모형은 원래 Dittmar 등(2007)이 제안한 모형으로 물질주의가 정체성 구매동기에 영향을 미쳐 강박적 구매로 가는 경로와 더불어 물질주의가 정서조절 구매동기에 영향을 미쳐 강박적 구매로 가는 경로로 구성되어있다. 경쟁모형 1은 Dittmar 등(2007)이 제안한 이중경로모형에 물질주의가 강박적 구매에 직접 영향을 미치는 경로를 추가한 것으로 이는 기존 선행연구들에서 물질주의가 강박적 구매에 직접적인 영향을 미친다는 연구(Dittmar, 2005b; Dittmar et al., 2007; Dittmar, 2011; Kasser, Cohn, Kanner, & Ryan, 2007; Kellett & Bolton, 2009; Verplanken & Sato, 2011; Xiao & Nicholson. 2012)를 기반으로 설정되었다. 경쟁모형 2는 경쟁모형 1에서 정체성 구매동기가 강박적 구매로 가는 경로가 빠진 것으로 이는 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매행동에 영향을 미치는 경로가 유의미하지 않았던 선행 연구(Dittmar & Kapur 2011; Donelly et al., 2013)를 기반으로 설정되었다. 마지막으로 경쟁모형 3은 경쟁모형 2에서 물질주의가 강박적 구매에 직접 영향을 미치는 경로가 제외된 것으로 물질주의가 정서조절구매동기를 통해서 강박적 구매에 영향을 미친다는 기존에 선행연구(Chang, Lu, Su, Lin, & Chang, 2011; Dittmar & Bond, 2010; Dittmar & Kapur 2011; Donelly, Ksendzova, & Howell, 2013; Garðarsdótir & Dittmar, 2012; Vel & Hamouda, 2009)를 기반으로 설정되었다.

    최근 Dittmar와 Kaqur(2011)는 인도인과 영국인을 대상으로 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형의 적절성을 검증하였다. 그 결과 영국인은 이중 경로 중 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매행동에 영향을 미치는 경로가 유의미하였으나, 인도인의 경우 이 경로가 유의미하지 않았다. 이는 영국과 인도의 문화적 배경이 달랐기 때문에 정체성 구매동기의 매개역할에 차이가 있었던 것으로 해석되므로(Dittmar & Kaqur, 2011), 본 연구에서는 대표적인 개인수준의 문화 변인인 자아해석의 유형과 수준에 따라 이중경로 모형이 차이를 보이는지 알아보고자 하였다. 자아해석(self-construal)은 자신에 대해 지각하는 방식으로 독립적 자아해석과 상호의존적 자아해석으로 구성된다. 독립적 자아해석(independent self-construals)은 타인과 구분된 자신의 특성을 중심으로 스스로를 지각하는 것이다. 독립적 자아해석을 가진 사람은 개인의 독특성, 개별성을 강조한다. 반면에 상호의존적 자아해석(interdependent self-construals)은 자신과 관련된 타인, 환경의 특성을 중심으로 스스로를 지각하는 것이다. 이들은 주변과의 관계를 중요하게 생각한다(Markus & Kitayama, 1991; Savani, Markus, & Conner, 2008).

    자아해석은 다양한 심리적 적응요인과 관련되어 연구되었는데(양명순, 하정희, 2006; 조미랑, 2003; 조은영, 임성문, 2012; 현경자, 2010; Cross, Bacon, & Morris, 2000; Lam, 2005), 특별히 알콜남용, 중독구매, 폭식장애의 상위개념인 충동소비 행동과 자아해석의 관련 연구에서는 자아해석이 충동소비 행동에 영향을 미친다고 보고되었다(Xiao & Nicholson, 2012). 상호의존적인 자아해석이 주류인 사회에서 충동소비 행동은 미성숙한 성격으로 간주되므로 구성원들은 충동적인 행동을 자제하려고 한다(Trafimow, Triandis, & Goto, 1991; Ybarra & Trafimow, 1998; Zang & Shrum, 2009). 반면에 독립적 자아해석이 주류인 사회에서는 타인과의 관계보다 자신의 즐거움을 찾는 것을 더 중요하게 생각하기 때문에 충동소비 행동을 자제하지 않으며, 상호의존적 자아해석이 주류인 사회보다 충동소비 행동을 더 하게 된다고 보았다(Xiao & Nicholson, 2012). 이는 독립적 자아해석의 문화권인 서양인이 상호의존적 자아해석 문화권인 동양인보다 충동구매 행동을 많이 하는 연구 결과를 통해 확인된 바 있다(Kacen & Lee, 2002). 이러한 연구들에 기초해볼 때, 전술한 인도인과 영국인 대상의 연구(Dittmar & Kapur, 2011)결과와 유사하게 개인의 독립적 및 상호의존적 자아해석의 유형에 따라 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형을 구성하는 경로에서 차이를 보일 것으로 추론할 수 있다. 한편 근래에는 자아해석을 차원적 관점으로 이해하여 한 사람이 높은 독립적 자아해석과 높은 상호의존적 자아해석을 둘 다 가질 수 있다고 보는 경향이 있다(김보경, 2003; Singelis, 1994). 따라서 본 연구에서는 자아해석의 차원적 관점을 적용하여 독립적 및 상호의존적 자아해석 수준을 평균치 기준으로 고․저로 나눈 2×2집단에 따라 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형이 차이를 보이는지 알아보았다.

    또한 본 연구에서는 Dittmar 등(2007)이 제안한 이중경로 모형에 대한 선행연구들의 결과 불일치에 기여하는 다른 한 맥락 변인이 성차일 수 있다고 보고 이를 검증해보고자 하였다. 초기 연구들은 강박적 구매행동이 여성에게만 있다고 주장하였다(O’Guinn & Faber, 1989). 하지만 최근에는 남녀 모두가 강박적 구매행동을 하며(Dittmar, 2005a; Neuner et al., 2005), 다만 구매하는 물품이나 강박적 구매행동 유형에 성차가 있다고 제안하였다(Campbell, 1997; Mellan, 1995; Woodruffe-Burton, 1997, 1998). 또한 여성은 남성보다 부정적인 기분을 바꾸기 위해서 구매행동을 많이 하며(Dittmar, 2008; Dittmar & Drury, 2000; Dittmar, Long, & Meak, 2004). 여성은 자신의 이상적인 모습을 완성하려는 하나의 전략으로 쇼핑을 한다고 하였다(Dittmar, Beattie, & Friese, 1996). 이러한 연구결과는 성차에 따라 구매동기가 차이가 날 것으로 추론할 수 있게 한다. 이에 따라 본 연구에서는 성차에 따라 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형이 차이를 보이는지 확인해보았다.

    한편 본 연구에서는 Dittmar 등(2007)의 이중경로 모형에서 정체성 및 정서조절 구매동기와 강박적 구매 사이의 조절변인으로 일반의사결정유형을 주목하고 검증해 보았다. 최근 성격심리학의 자기조절 관점에서는 동기가 행동에 직접적인 영향을 미치는 것이 아니라 조절전략이 중재한다고 본다(Baumeister & Vohs, 2004; Carver & Scheier, 2006). 이 이론에 따르면 정체성 구매동기 및 정서조절 구매동기가 높은 사람이 모두 강박적 행동을 하는 것이 아니라 조절전략 요인이 중재할 가능성을 시사한다. 실제 많은 경험적 연구에서 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 영향(β)이 유의미하지 않음에서부터 .52까지 일치되지 않는 결과를 보이고 있어 조절변인의 존재를 강하게 시사하였다. 또한 최근 강박적 구매에 대한 질적 연구에서, 강박적 구매행동을 하는 사람들이 자신의 강박적 구매행동을 줄이기 위해 신용카드를 사용하지 않거나 홈쇼핑 및 인터넷 쇼핑을 자제하며, 요가나 등산, 여행 같은 신체적 활동과 가계부 쓰기를 통해 재정을 관리하는 등의 자기 조절행동들을 한다고 하였다(Sohn & Chio, 2012). 이는 구매동기가 모두 높다고 해서 강박적 구매를 하는 것이 아니며 구매동기와 강박적 구매를 중재하는 자기 조절요인이 존재함을 의미한다. 따라서 본 연구에서는 구매동기와 강박적 구매의 관계에서 자기조절 변인이 조절할 것으로 예측하였고 특히 다양한 자기조절 변인들 중 일반의사결정유형(general decision making style)에 주목하였다.

    일반의사결정유형은 구체적인 결정상황에서 자신의 방식으로 행동하려는 습관 성향이다(Scott & Bruce, 1995). 일반의사결정유형은 총 다섯 개로 합리적인 생각과 대안들의 논리적 평가를 바탕으로 의사결정을 하는 합리형(rational style), 정보탐색에 있어 예감, 직관, 느낌, 인상을 바탕으로 의사결정 하는 직관형(intuitive style), 중요한 결정을 다른 사람의 충고, 방향, 자원을 바탕으로 의사결정을 하는 의존형(dependent style), 가능하면 의사결정을 피하고 미루는 방식으로 의사결정 하는 회피형(avoidant style), 의사결정의 결과를 통해서 자신이 얻고자 하는 것을 곧바로 얻고자 감정을 바탕으로 의사결정을 하는 즉흥형(spontaneous style)이 있다.

    최근 의사결정은 소비행동에 중요한 영향을 미치는 요인으로 다루어지고 있다. 의사결정과 소비행동 연구에서 의사결정 자기조절 모형(self-regulation model of decision making)은 의사결정 과정을 자기조절 과정과 같다고 본다(Miller & Bymes, 2001). 남승규(2005a)는 의사결정을 잘하는 사람은 자기조절도 잘 하는 사람이며 자기조절을 잘 하는 사람은 구매와 관련된 다양한 선택과 판단에서 올바른 소비결정을 할 가능성이 높기 때문에 충동구매를 덜 한다고 하였다. 반면, 강박적 구매를 하는 사람들은 구매 물건에 대한 많은 양의 정보나 복잡한 정보들이 있다면 오히려 간단하고 빠른 의사결정을 하는 경향 있다는 연구(Verplanken & Sato, 2011)와 강박적 구매행동을 하는 사람들이 의사결정 과정과 정보처리과정에 문제가 있다는 연구 등(Beatty & Ferrell, 1998; Dholakia, 2000; Kaufman- Scarborough & Cohen, 2004; Lejoyeux, Haberman, Solomon, & Adès, 1999; Piron, 1991; Punj, 2010)이 보고되었다.

    또한 Chang와 Wu(2012)에서 의사결정과정에 주변의 정보를 수집하고 심사숙고하는 의사결정유형 중 합리형과 비슷한 양상을 나타내는 관여적 의사결정(involvement decision making)은 구매자가 구매행동에 대한 위험지각을 덜 느낄 때 구매의사를 줄이는 조절효과를 보였다. 반면 적은 정보로 빠른 결정을 내리는 의사결정유형 중 즉흥형과 비슷한 양상을 나타내는 휴리스틱 의사결정(heuristics decision making)은 구매행동에 대한 위험지각을 덜 느낄 때 구매의사를 높이는 조절효과를 나타냈다. 또한 채서영과 임성문(2014)에서 의사결정유형과 관련있는 역기능적 의사결정 역량은 물질주의와 강박적 구매의 관계를 더욱 증가시키는 조절효과를 나타내었다. 이러한 연구들에 기초해 본 연구에서는 정체성 구매동기 및 정서조절 구매동기와 강박적 구매행동의 관계에서 의사결정유형에 따라 조절효과가 나타날 것으로 예상하였다.

    나아가 선행연구에 기초해 전술한 정체성 구매동기 및 정서조절 구매동기와 강박적 구매 사이의 조절효과 뿐만 아니라, 물질주의가 정체성 구매동기, 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 매개효과를 의사결정유형들이 조절할 것으로 보고 이를 검증해보고자 하였다. 즉 일반의사결정유형의 조절된 매개효과를 검증해 보고자 하였다. 최근에 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 재정적 관리 능력과 같은 다양한 자기조절 변인이 조절효과를 나타내는 연구들이 다수 보고되었다(Pham, Yap, & Dowling, 2012; Tatzel, 2002; Troisi, Christopher, & Marek, 2006). 채서영과 임성문(2014)에서도 역기능적 의사결정 역량이 물질주의와 강박적 구매 사이를 더욱 증가시키는 조절효과가 나타난바 있다. 이런 선행연구들은 Dittmar 등(2007)의 이중경로모형에서 물질주의와 강박적구매사이의 매개효과가 일반의사결정유형에 의해 조절될 수 있을 가능성을 시사한다.

    이상의 논의를 바탕으로 본 연구에서 설정한 연구의 기본모형을 그림 1에 제시하였다. 연구문제는 다음과 같다.

    연구문제 1. 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매에 미치는 경로와 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 경로로 구성된 이중경로 모형은 적합한가?

    연구문제 1-1. 연구모형은 경쟁모형들과 비교하였을 때 중 가장 적합한 모형인가?

    연구문제 1-2. 독립적 및 상호의존적 자기해석의 수준에 따른 2× 2 집단간 모형의 차이는 어떠한가?

    연구문제 1-3. 성차에 따른 모형의 차이는 어떠한가?

    연구문제 2. 일반의사결정유형의 조절된 매개효과는 어떠한가?

    연구문제 2-1. 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매에 미치는 경로와 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매에 미치는 경로로 구성된 이중경로 모형에서 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기의 매개효과는 어떠한가?

    연구문제 2-2. 정체성 구매동기와 강박적 구매의 관계, 정서조절 구매동기와 강박적 구매의 관계에서 일반의사결정유형의 조절효과는 어떠한가?

    연구문제 2-3. 물질주의가 정체성 구매동기를 매개로 강박적 구매행동에 영향을 미치는 경로와 물질주의가 정서조절 구매동기를 매개로 강박적 구매행동에 영향을 미치는 경로로 구성된 이중경로 모형에서 일반의사결정유형의 조절된 매개효과는 어떠한가?

    방 법

      >  연구대상

    서울, 충청, 전북 소재 대학에 재학 중인 520명의 대학생을 임의 표집하여 설문조사를 실시하였다. 수집된 질문지 중 불성실하게 응답한 것을 제외한 465명(남 172명, 여 293명)의 자료가 분석에 사용되었다. 응답자는 1학년 14.2%, 2학년 26.5%, 3학년 17.6%, 4학년 41.7%였다.

      >  측정도구

    물질주의 척도

    물질주의 성향을 측정하기 위해 Richins와 Dawson(1992)가 개발한 물질주의 가치 척도(Material Values Scale)를 Richins(2004)가 단축형으로 재구성하였고, 이를 이성수(2008)가 번역한 것을 사용하였다. 이 척도는 세 가지 차원으로 물질주의적 가치를 측정한다. 첫째는 중심(centrality)으로 물질을 획득하는 것을 중요하게 생각하는 성향, 둘째는 행복(happiness)으로 물질의 획득하는 것이 행복을 가져다 줄 것이라고 생각하는 성향, 셋째는 성공(success)으로 물질을 소유하는 것을 성공으로 정의하려는 성향이다. 총 15문항으로 구성되어 있으며 7점 척도로 된 Likert 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 물질주의 성향이 강한 것으로 해석한다. 이성수(2008)의 연구에서 내적 일치도는 .80이었고, 본 연구에서는 .82로 나타났다.

    강박적 구매 척도

    강박적 구매행동을 측정하기 위해 Ridgway, Kukar-Kinny와 Momroe(2008)가 개발한 강박적 구매 척도(Compulsive Buying Index)를 채서영과 임성문(2014)이 번역한 척도로 사용하였다. Ridgway 등(2008)은 강박적 구매를 구매에 대한 충동통제가 부족하며 반복적인 구매행동에 몰두하는 경향성이라고 정의하였다. 강박적 구매는 강박장애와 같이 불안을 줄이기 위해서 구매에 대한 반복적인 생각을 하고 반복적인 구매행동을 한다는 특징과, 충동통제장애처럼 구매에 대한 욕구를 통제할 수 없는 특징이 있어서 강박스팩트럼 장애로 분류될 수 있으므로 강박적 구매는 강박장애와 충동통제장애를 같이 고려해야 한다고 보았다. Ridgway 등(2008)은 이런 강박적 구매의 특징을 반영하여 강박적 요소 3문항과 충동-통제요소 3문항의 두 가지 차원으로 척도를 구성하였다. 강박적 요소는 구매에 대한 불안, 염려, 두려움, 또는 걱정, 침입적 생각(강박관념), 반복되는 행동(강박행동)으로 구성되었으며. 반면에 충동-통제 요소는 자신이나 타인에게 해를 끼칠 수 있지만 거부할 수 없는 구매에 대한 충동으로 구성되어 있다. 7점 Likert 척도를 사용하였으며 점수가 높을수록 강박적 구매행동을 많이 하는 것으로 해석한다. Ridgway 등(2008)의 연구에서는 내적 합치도는 .84이었고, 본 연구에서는 .90으로 나타났다.

    구매 동기 척도

    구매동기를 측정하기 하기 위해 Dittmar 등(2007)에서 사용한 구매동기 척도(buying motives index)를 번안하여 사용하였다. 번안과정은 본 연구자 중 한명이 초벌번역을 하고 난 뒤, 영어에 능통한 심리학전공 대학원생 3명에게 번역문장의 정확성 및 가독성을 검토 받아서 번역문항을 작성하였다. 이 번역문항을 미국에서 장기간 거주한 미국 국적자인 심리학전공자가 영어로 역번역하였다. 역번역 된 문항을 본 연구자들이 원척도 문항과 교차비교하여 최종척도를 완성하였다. 이 척도는 자신이 생각하는 이상적인 모습에 가까워지기 위해 물건을 구매하고 싶은 동기의 내용으로 구성된 정체성 구매동기(3문항)와 부정적인 기분을 긍정적인 기분으로 바꾸기 위해서 물건을 구매하고 싶은 동기의 내용으로 구성된 정서조절 구매동기(7문항)의 두 요인으로 구성되어 총 10문항이다. 6점 Likert 척도를 사용하였으며 점수가 높을수록 정체성 구매동기성향 또는 정서조절 구매동성향이 높은 것으로 해석한다. Dittmar 등(2004)에서 내적 일치도는 .82이었고, 본 연구에서는 .92로 나타났다.

    독립적 자아해석 척도

    Singelis(1994)의 자아해석 척도(Self-Construal Scale)중에서 독립적 자아해석 척도(Independent Self-Construals Scale)를 조은영과 임성문(2012)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 12문항으로 구성되어 있으며 6점 Likert 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 독립적 자아해석의 수준이 높다고 해석한다. Singelis(1994)에서 독립적 자아해석 척도의 내적 일치도는 .69이었고, 본 연구에서는 .83으로 나타났다.

    상호의존적 자아해석 척도

    Cross 등(2000)이 개발한 관계적-상호의존적 자아해석 척도(Relational Interdependent Self- Construals Scale)를 조은영과 임성문(2012)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 11문항으로 구성되어 있으며 6점 Likert 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 상호의존적 자아해석의 수준이 높다고 해석한다. Cross 등(2000)에서 관계적-상호의존적 자아해석 척도의 내적 일치도는 .88이었고, 본 연구에서는 .83으로 나타났다

    일반 의사결정 유형척도

    일반 의사결정 유형들을 측정하기 위해 Scott와 Bruce(1995)가 만든 일반의사결정유형(General Decision Making Style)을 김은주, 김정일, 남승규, 노길광(2011)이 번안 타당화한 한국어판 척도를 사용하였다. 일반의사결정유형에는 의사결정을 합리적이고 구조적인 접근과 대안에 대한 논리적인 평가들을 바탕으로 결정하는 합리형(4문항), 정보탐색과 처리하는 접근을 체계적이고 논리적으로 하기 보다는 예감, 느낌, 인상을 바탕으로 의사결정 하는 직관형(4문항), 중요한 결정을 내리기 전에 다른 사람들의 제시, 충고, 지원을 바탕으로 의사결정을 하는 의존형(4문항), 가능하면 의사결정을 피하고 미루려는 회피형(4문항), 가능하면 즉각적으로 의사결정을 내려서 요구하는 것을 얻고자하는 감정을 바탕으로 의사결정 하는 즉흥형(4문항)으로 총 5유형으로 구성되어있다. 총 20문항으로 5점 Likert 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 각 의사결정유형의 수준이 높다고 해석한다. 김은주 등(2011)의 연구에서의 의사결정유형의 전체 내적 일치도 .82이었고, 본 연구에서는 .78로 나타났다. 유형별로 내적 일치도는 합리형 .82, 직관형 .78, 의존형 .83 회피형 .78, 즉흥형 .84로 나타났다.

      >  분석방법

    자료분석을 위해 SPSS Macro와 AMOS 18을 사용하여 분석하였다. 먼저 측정도구의 신뢰도 검증을 위해 내적합치도 계수를 산출하였고 변인간의 상호상관분석을 실시하였다. 연구문제 1에서 연구모형의 적합성 및 경로검증을 위해 구조방정식모형 분석을 하였다. 경로차이 검증을 위해 김주환, 김민규, 홍세희(2009)가 제안한 집단 간 경로계수 비교(test of the structural model invariance across the groups)를 통해 집단 간 경로차이를 검증하였다. 연구문제 2에서 매개효과 검증을 위해 Baron과 Kanny(1986)의 단계적 회귀분석과 붓스트레핑 방법을 사용하였다. 또한 조절효과 검증을 위해 위계적 회귀분석과 단순 기울기 검증을 실시하였다. 마지막으로 조절된 매개효과를 분석하기 위해 Preacher, Rucker와 Hayes(2007)가 제시한 분석방법을 사용하였다.

    결 과

      >  변인들의 상호 상관관계와 평균 및 표준편차

    본 연구의 측정변인들의 평균과 표준편차 및 상호 상관관계를 표 1에 제시하였다. 변인들 간의 상관관계를 살펴보면 강박적 구매는 물질주의(r=.24, p<.01), 정체성 구매동기(r=.34, p<.01), 정서조절 구매동기(r=.49, p<.01)와 중간수준의 유의미한 정적상관을 보였고, 일반의사결정유형 중 회피형(r=.13, p<.01), 직관형(r=.14, p<.01), 즉흥형(r=.37, p<.01)과는 유의미한 정적인 상관을, 합리형(r=-.14, p<.01)과 유의미한 부적인 상관을 보여주었다. 또한 독립적 자아해석(r=-.14, p<.01), 상호의존적 자아해석(r=-.10, p<.05) 모두와 낮은 수준의 유의미한 부적인 상관을 보였다. 물질주의는 정체성 구매동기(r=.38, p<.01), 정서조절 구매동기(r=.42, p<.01), 상호의존적 자아해석(r=.11, p<.05), 일반의사결정의 회피형(r=.13, p<.01), 의존형(r=.13, p<.01), 직관형(r=.15, p<.01), 즉흥형(r=.12, p<.05)과 유의미한 정적 상관을 보였다. 정체성 구매동기는 정서조절 구매동기(r=.57, p<.01), 일반의사결정유형의 회피형(r=.15, p<.01), 직관형(r=.18, p<.01), 즉흥형(r=.22, p<.01)과 정적으로 유의미한 상관을 보였다. 정서조절 구매동기는 일반의사결정유형의 회피형(r=.12, p<.01), 직관형(r=.16, p<.01), 즉흥형(r=.24, p<.01)과 유의미한 정적상관을 보였다. 독립적 자아해석은 상호의존적 자아해석(r=.57, p<.01), 일반의사결정유형의 합리형(r=.49, p<.01), 의존형(r=.16, p<.01), 직관형(r=.24, p<.01)과 유의미한 정적상관을 보였고, 일반의사결정유형의 회피형(r=-.20, p<.01), 즉흥형(r=-.12, p<.05)과는 유의미한 부적상관을 보였다. 상호의존적 자아해석은 의사결정유형의 합리형(r=.35, p<.01), 의존형(r=.37, p<.01), 직관형(r=.21, p<.01)과 유의미한 정적상관을 보였다.

      >  이중경로모형의 적합성 검증

    구조방정식으로 모형을 검증하기 전에 측정변인들이 이론개념을 설명해 주는지 알아보기 위해 측정모형을 검증하였다. 모형검증을 위한 적합도 지수는 홍세희(2000)가 권장한 비교 부합치(Comparative Fit Index: CFI)와 비표준 부합치(Tucker-Lewis Index: TLI), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 사용하였다. CFI, TLI는 .90이상이면 모형이 양호하며 모형의 간명성을 고려하는 RMSEA는 <.05이면 좋은 적합도, <.08 이면 괜찮은 적합도, <.10이면 보통 적합도, >.10이면 적절하지 않은 적합도이다. 위의 기준에 따라 측정모형의 적합도 지수를 살펴보면, X2(df=29, N465)= 136.757, p=.000; CFI=.947; TLI=.918; RMSEA= .089로 X2 값은 유의미하게 산출되었으며 다른 적합도 지수들을 고려할 때 측정변인들이 알맞게 구성되어 있음을 알 수 있다.

    다음으로는 구조모형의 적합도를 검증하였다. 선행연구에 기초해 연구모형과 경쟁모형들을 설정하고 모형들 중에 가장 적합한 모형을 확인하였다. 그림 2의 연구모형은 물질주의가 정체성 구매동기에 영향을 미쳐 강박적 구매로 연결되는 경로와, 물질주의가 정서조절 구매동기에 영향을 미쳐 강박적 구매로 연결되는 경로로 구성되었다. 그림 3의 경쟁모형 1은 연구모형에서 물질주의가 강박적 구매에 직접 영향을 미치는 경로가 추가된 모형이다. 그림 4의 경쟁모형 2는 연구모형에서 정체성 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 경로가 제외된 모형이다. 그림 5의 경쟁모형 3은 경쟁모형 1에서 물질주의와 강박적 구매의 경로와 정체성 구매동기에서 강박적 구매의 경로가 제외된 모형이다. 연구모형과 경쟁모형들의 적합도 지수는 표 2에, 분석 결과는 그림 2에서 그림 5까지 제시되어 있다. 표 2를 보면 연구모형과 경쟁모형들에서 X2 값은 유의미하게 산출되었으며 다른 적합도의 지수들이 양호하므로 모든 모형은 적합하다고 할 수 있다.

    이어서 연구모형과 경쟁모형들 중에 가장 적합한 모형을 확인하기 위해 X2차이검증(김계수, 2010)을 실시하였다. 경쟁모형 1과 연구모형의 df의 차이는 1이고 X2 차이는 .062로 유의도 .05에서 유의미한 차이를 보이지 않으므로 더 간명한 연구모형이 더 적합한 것으로 나타났다. 경쟁모형 2와 연구모형의 df의 차이는 0이고 X2의 차이는 .095로 카이자승 값이 낮은 것이 더 적합한 것으로 연구모형이 더 적합한 것으로 나타났다. 경쟁모형 3과 연구모형의 df의 차이는 1이고 X2의 차이는 1.25로 유의도 .05수준에서 유의미한 차이를 보였으므로 더 간명한 모형 경쟁모형 3이 본 연구에서 가장 적합한 모형으로 채택되었다. 경쟁모형 3의 구조경로는 표 3에 제시되어 있다. 표 3을 보면 물질주의는 정체성 구매동기에 로 정적인 영향을 미치고 정서조절 구매동기에 로 영향을 미치고 있다. 정서조절 구매동기는 강박적 구매에 로 정적인 영향을 미치고 있다. 또한 강박적 구매의 다중상관 자승은 .320로 나타났다. 이는 본 연구에서 최종 채택한 경쟁모형 3의 경로들이 강박적 구매의 약 32%를 설명하고 있음을 의미한다.

      >  독립적 및 상호의존적 자아해석의 수준에 따른 2×2 집단간 경로계수 차이검증

    독립적 및 상호의존적 자아해석의 수준에 따른 2×2 집단에서 모형의 적절성과 경로계수를 알아보기 위해 구조방정식모형을 사용하여 분석하였다. 먼저 각 잠재변인에 대한 모든 요인의 적재치를 동일하게 고정한 경로모형의 적합도를 측정한 결과, 기준에 알맞은 적합도를 보였다(X2(181, N=465)= 393.891, TLI= 909, CFI=907, RMESA=.051). 자아해석수준에 따른 2×2 집단에서의 경로계수는 표 4에 제시되어 있다. 또한 자아해석 수준들 사이에 존재할지 모르는 경로계수간의 유의미한 차이를 알아보기 위해 모형 내에 존재하는 4개의 경로계수에 각각 동일성 제약을 가한 모형 4개를 기저모형과 비교하였다. 표 5에서 제시된 바와 같이 모든 경로계수에 동일성 제약을 가해도 모형의 적합도는 거의 변하지 않았다(X2(12, N=465)= 17.396, TLI= -.004, RMESA= .001). 또한 각각의 경로에 대한 동일성 제약에서 통계적으로 모두 유의미한 차이를 보이지 않았다(p>.05). 즉 본 연구에서 제시한 연구모형이 자아해석 수준의 집단에 따라 달라지지 않으며 자아해석 모든 수준에게 적용될 수 있음을 의미한다. 자아해석 수준에 따른 경로 모형은 그림 6에 나타나 있다.

      >  성차에 따른 경로계수 차이검증

    남녀에 따른 모형 적절성과 경로계수를 알아보기 위해 구조방정식모형을 사용하여 분석하였다. 우선 각 잠재변인에 대한 모든 요인의 적재치를 동일하게 고정한 경로모형의 적합도를 측정한 결과, 기준에 알맞은 적합도를 보였다(X2(87, N=465)= 238.759, TLI= 913, RMESA=.061). 남녀 각 집단에서의 경로계수는 표 6에 제시되어 있다. 또한 남녀 두 집단 사이에 존재할지 모르는 경로계수간의 유의미한 차이를 알아보기 위해 모형 내에 존재하는 4개의 경로계수에 각각 동일성 제약을 가한 모형 4개를 기저모형과 비교하였다. 표 7에서 제시된 바와 같이 모든 경로계수에 동일성 제약을 가해도 모형의 적합도는 거의 변하지 않았다(X2(4, N=465)= 2.690, TLI= -.005, RMESA=.001). 또한 각각의 경로에 대한 동일성 제약에서 통계적으로 모두 유의미한 차이를 보이지 않았다(p>.05). 즉 본 연구에서 제시한 연구모형이 성차에 따라 달라지지 않으며 남녀 집단 모두에게 적용될 수 있음을 의미한다. 남녀의 경로 모형은 그림 7에 나타나 있다.

      >  매개효과와 조절효과 및 조절된 매개효과 검증

    매개효과 검증

    연구문제 1에서 가장 적합한 모형으로 채택된 모형에서 매개효과를 알아보았다. 채택된 모형에서 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매로 가는 경로는 유의미하지 않음으로 매개효과를 검증할 필요가 없다. 따라서 연구문제 2에서는 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매로 가는 경로에서의 일반의사결정유형의 매개효과를 검증하였다.

    매개효과 검증은 Baron과 Kenny(1986)의 방법과 부트스트래핑 방법을 사용하였다. 매개효과를 검증한 결과는 표 8과 같다. 검증 결과 정서조절 구매동기가 물질주의와 강박적 구매의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타났다. 표 8을 살펴보면, 1단계에서 물질주의가 강박적 구매에 미치는 효과는(β= .24, p<.001)으로 나타났다. 이것은 물질주의가 높을수록 강박적 구매가 높게 나타남을 의미한다. 2단계에서 독립변수인 물질주의가 매개변수인 정서조절 구매동기에 대해서도 유의미한 효과를 보이는 것으로 나타났다(β=.42, p<.001) 즉 물질주의 성향이 높을수록 정서조절 구매동기가 높다는 것을 보여준다. 3단계에서는 물질주의에 대한 정서조절 구매동기의 영향의 유의성은 사라지고(β= .05, p>.05), 정서조절 구매동기만이 유의한 영향(β=.47, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 정서조절 구매동기는 물질주의와 강박적 구매 사이의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타났다. 여기서 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 미치는 매개효과 계수는 .197(.42×.47)이다.

    정서조절 구매동기의 매개효과 계수 값인 .197가 통계적으로 유의미한지를 부트스트래핑을 사용하여 확인하였다. 부트스트래핑은 통계적 모의실험 절차로 가상적 무선 표본을 많이 만들어 각각에 대한 매개효과의 유의성을 확인하여서 매개효과가 통계적 무선오차에 의한 결과가 아닌 것을 확인하는 것이다(Shrout & Bolger, 2002). 부트스트래핑 방법은 매개효과의 표본분포의 정규성을 가정하지 않는 비모수 재표본추출절차로 Sobel 검증(product-of-coefficient)보다 상대적으로 검증력이 높다(Preacher et al., 2007). 부트스트래핑을 하여 정서조절 구매동기의 매개효과를 검증한 결과는 표 9에 제시되어있다. 부트스트래핑을 위해서 재추출한 표본 수는 5000개로 하였고, 이를 95% 신뢰구간에서 구한 매개효과의 계수 하․상한 값은 각각 .15와 .27이었다. 표 9에 제시되어 있듯이 95% 신뢰구간(하한 값과 상한 값 사이)에 0이 없기 때문에 정서조절 구매동기의 매개효과는 통계적으로 유의미하다. 즉 물질주의가 정서조절 구매동기를 높게 하여 강박적 구매로 이어지는 매개경로는 통계적으로 유의하고, 물질주의가 강박적 구매에 직접적인 영향을 미치는 효과는 유의미하지 않으며 정서조절 구매동기의 완전매개 모형을 지지하는 것을 의미한다.

    조절효과 검증

    정서조절 구매동기와 강박적 구매의 관계에서 일반의사결정유형의 조절효과가 나타나는지 알아보고자 조절적 중다회귀분석을 실시하였다(Aiken & West, 1991). 그 결과는 표 10에 제시되어 있다. 표를 살펴보면 즉흥형을 제외한 회피형, 합리형, 의존형, 직관형은 조절효과가 통계적으로 유의미하지 않았다. 즉 즉흥형을 제외한 회피형, 합리형, 의존형, 직관형은 정서조절 구매동기와 강박적 구매 사이를 조절하지 않는 것을 의미한다. 즉흥형의 조절효과 결과를 표 10에서 보면 상호 작용항의 투입은 .01만큼의 R2의 변화량을 보였고, 이는 통계적으로 유의미 하였다. 즉, 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 미치는 영향은 즉흥형의 수준에 따라서 달라진다는 것을 나타낸다. 즉흥형의 조절효과를 해석하기 위해 평균중심화(mean centering)된 정서조절 구매동기와 즉흥형을 중다회귀 방정식에 대입하여 회귀식을 유도하였다(Howell, 2002). 그림 8에 제시되어 있듯이 정서조절 구매동기가 낮을 때, 의사결정을 즉흥적인 방식으로 많이 사용하는 사람들이 의사결정을 즉흥적으로 하지 않는 사람들 보다 강박적 구매행동을 보다 조금 더 하는 경향이 있다. 반면에 정서조절 구매동기가 높을 때, 의사결정을 즉흥적으로 많이 하는 사람들이 의사결정을 즉흥적으로 하지 않는 사람보다 더 많은 강박적 구매행동을 보이는 것으로 나타났다. 즉 정서조절 구매동기와 강박적 구매의 관계를 즉흥형이 촉진하는 효과가 있는 것으로 나타났다.

    연속점수로 측정된 조절변수가 어떤 값에서 조절효과가 나타나는지를 알기 위해 즉흥형의 조절변수의 평균값과 ±1 표준편차의 수준에서 단순 기울기가 통계적으로 유의미한지를 알아보았다(Aiken & West, 1991). 이는 즉흥형의 조절효과가 조절변인의 값에 따라 어떻게 달라지는지 구체적으로 확인하기 위해 다양한 조절변인의 조건부 값을 투입하는 것이다. 그 결과는 표 11에 제시되어있다. 즉흥형의 정도가 평균 이상의 경우, 조절효과는 .39로 유의미하게 나타났다(p<.001). 즉흥형의 정도가 평균 수준인 경우, 조절효과는 .31로 유의미하게 나타났다(p<.001). 또한 즉흥형의 정도가 평균 이하인 경우에도 조절효과는 .22로 통계적으로 유의미하게 나타났다(p<.001). 이는 즉흥형의 조절효과가 전 범위에서 통계적으로 유의미하다는 것을 의미한다.

    조절된 매개효과 검증

    앞에서 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정서조절 구매동기의 매개효과와 정서조절 구매동기와 강박적 구매의 관계에서 즉흥형 일반의사결정유형의 조절효과를 검증하였다. 다음은 이 두 가지 효과를 결합한 조절된 매개효과를 분석하였다. 조절된 매개효과의 검증은 물질주의와 강박적 구매의 사이에서 정서조절 구매동기의 매개효과를 즉흥형이 조절할 수 있는지를 검증하는 것이다. 조절된 매개효과는 Preacher, Rucker와 Hayes(2007)가 개발한 SPSS Macro를 이용한 방법으로 분석하였다. 그 결과는 표 12에 제시되어있다. 이는 즉흥형의 의사결정을 많이 할수록 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매에 미치는 영향이 증가한다는 것을 의미한다. 즉 조절된 매개효과가 있다는 것을 뜻한다.

    다음으로 조절된 매개효과의 유의성 검증을 위해 평균값과 ±1 표준편차 값을 갖는 조건부 값에 따른 간접효과의 계수를 부트스트래핑 방법에 의하여 분석한 결과가 표 13에 나타나있다. 표 13에서 즉흥형의 값이 증가함에 따라 조건부 간접효과(boot 간접효과)의 크기가 증가하는 것을 알 수 있다. 또한 신뢰구간 내에서 0을 포함하지 않음으로 조절된 매개효과가 통계적으로 유의미함을 알 수 있다. 이는 물질주의 성향이 높을수록 정서조절 구매동기도 커지고, 정서조절 구매동기가 증가하면 강박적 구매도 증가하는데 이런 매개효과는 의사결정을 즉흥적으로 할수록 더욱 크게 나타난다는 것을 의미한다. 즉 즉흥형 의사결정의 유의미한 조절된 매개효과가 있다는 것을 의미한다. 이상의 분석에 따른 결과는 그림 9와 같다.

    논 의

    본 연구는 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 Dittmar 등(2007)이 제안한 바 있는 정체성 구매동기의 경로와 정서조절 구매동기의 경로로 구성된 이중경로 모형의 적합성을 검증하였으며, 독립적 및 상호의존적 자아해석과 성차에 따른 모형의 경로 차이를 알아보았다. 또한 물질주의와 강박적 구매간의 관계에 구매동기의 매개효과를 검증하였고, 구매동기와 강박적 구매간의 관계에 일반의사결정유형의 조절효과를 검증하였다. 마지막으로 모형에서 구매동기와 일반의사결정유형의 조절된 매개효과를 통합하여 검증하였다. 연구 결과의 주요 내용을 요약하고 논의한다.

    첫째, 물질주의와 강박적 구매 간에 이중경로 모형이 적합한지 검증한 결과, 물질주의는 정체성 구매동기에 정적인 영향을 미치고 정체성 구매동기는 강박적 구매에 유의미한 영향을 미치지 않고, 물질주의는 정서조절 구매동기에 정적인 영향을 미치고 정서조절 구매동기는 강박적 구매에 정적인 영향을 미치는 경로를 갖는 모형이 가장 적합한 모형으로 드러났다. 즉, 이중경로 중 정체성 구매동기의 경로는 유의미하지 않고 정서조절 구매동기의 경로는 유의미하게 나타났다. 이 모형이 의미하는 것은, 삶에 있어서 물질을 소유하는 것이 중요하다고 여기는 물질주의 성향이 높으면 일단 구매를 통해 자신의 이상적인 정체성을 이루고자하는 정체성 구매동기와 구매를 통해 부정적인 기분을 좋아지고자 하는 정서조절 구매동기를 더 높인다는 것이다. 그러나 물질주의 성향으로 인한 정체성 구매동기가 높다고 해서 강박적 구매행동을 많이 하게 되지는 않지만, 물질주의 성향으로 인한 정서조절 구매동기가 높아진다면 강박적 구매행동을 많이 하게 된다는 것을 의미한다.

    이러한 결과는 모형에서 이중경로가 완전한 경로를 보였던 선행연구(Chang, et al., 2011; Dittmar, 2005a; Dittmar, 2005b; Dittmar, et al., 2007; Dittmar, 2011)와는 일치되지 않는 것이다. 그러나 이 결과는 Dittmar 등(2011)이 인도인과 영국인의 젊은 성인과 중년성인을 대상으로 수행한 연구에서, 인도의 젊은 성인의 경우 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 경로가 유의미하지 않게 나타난 것과 일치한다. 또한 미국 성인 대상의 연구(Donelly, 2013)에서도 본 연구와 일치되는 결과를 보였다. Dimmar 등(2011)은 인도와 영국의 경제수준의 차이로 영국과의 경로 차이를 해석하였지만, 한국은 경제수준이 어느 정도 안정되어 있으며 미국 성인을 대상의 연구(Donelly, 2013)에서도 본 연구와 일치되는 결과를 보였다. 이는 Dimmar 등(2011)의 결과해석과는 달리 다른 문화사회적 변인의 영향이 미쳤을 것으로 추론될 수 있다. 또한 이런 연구결과는 강박적 구매행동에 영향을 미치는 구매동기는 정서조절을 하기위한 구매동기가 더 중요하다는 것을 시사하기도 한다.

    한편 Dittmar 등(2011)의 연구에서 인도의 중년성인과 영국의 중년성인에서는 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정체성 구매동기의 경로가 유의미한 것으로 나타났다. 이러한 선행 연구들과 본 연구결과의 불일치는 청년과 중년의 연령이 정체성 구매동기의 매개역할에 조절변인이 될 가능성을 시사함으로 추후 연구를 통해 확인될 필요가 있다.

    둘째, 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기로 구성된 이중경로 모형의 적절성이 독립적 및 상호의존적 자아해석의 수준에 따라 차이가 나는지 알아본 결과 유의미한 차이가 나타나지 않았다. 그런데 정체성 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 개별 경로에서 다른 세 집단과 다르게 상호의존적 자아해석이 낮고 독립적 자아해석이 높은 집단만 회귀 값이 유의미하게 나타났다. 이는 자신만의 독특성을 중요하게 생각하며 타인과의 관계를 중요하지 않게 여기는 성향이 강할수록, 개인의 정체성을 유지하고 얻고 싶은 구매동기로 인해 강박적 구매행동을 하게 되는 경향이 있음을 보여준다. 이는 Dittmar와 Kaqur(2011)에서 영국인에게 나타났던 결과와 유사하다. 또한 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 개별 경로에서 다른 세 집단과 달리 상호의존적 자아해석이 높고 독립적 자아해석이 낮은 집단만 회귀계수 값이 유의미하지 않았다. 이는 타인과의 관계를 자신만의 독특성보다 더 중요하게 생각하는 성향이 강할수록 정서조절을 위해서 강박적 구매행동을 하지는 않는 경향성을 보여준다. 이는 Dittmar와 Kaqur(2011)에서 인도인에게 나타났던 결과와 유사하다.

    한편 본 연구에서 사후분석으로 정서조절 구매동기의 매개경로를 제외하고 물질주의가 정체성 구매동기를 통해 강박적 구매사이에 영향을 미치는 단독 매개경로모형에서 독립적 및 상호의존적 자아해석 수준에 따른 차이가 나타나는지 알아본 결과, 유의미한 것으로 나타났다. 자세히 살펴보면 각 잠재변인에 대한 모든 요인의 적재치를 동일하게 고정한 경로모형의 적합도를 측정한 결과, 기준에 알맞은 적합도를 보였다(X2(87, N=465)= 165.357, TLI= .899, CFI=.921, RMESA=.044). 또한 자아해석 수준들 사이에 존재할지 모르는 경로계수간의 유의미한 차이를 알아보기 위해 모형 내에 존재하는 4개의 경로계수에 각각 동일성 제약을 가한 모형 4개를 기저모형과 비교하였다. 모든 경로계수에 동일성 제약을 가해도 모형의 적합도는 거의 변하지 않았으며(X2(6, N=465)= 18.640, TLI= .890, RMESA=.046), 정체성구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 경로에서 자아해석의 수준에 따른 유의미한 차이를 보였다(X2(3, N=465)= 8.292, TLI= .003 p<.05). 이 분석 결과는 물질주의가 강박적 구매에 영향을 미치는 과정에서 정체성 구매동기의 매개효과에 대한 일치하지 않는 결과들에 개인의 문화심리적 요인이 유력한 중재변인이 될 수 있음을 시사하며, 추후연구에서 연구대상을 동양인과 서양인으로 하는 비교문화 연구를 통해 문화수준 요인과 개인수준 요인의 상호작용이 보다 자세히 검증될 필요가 있다.

    셋째, 본 연구에서는 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정체성 구매동기와 정서조절 구매동기로 구성된 이중경로 모형이 성차에 따라 차이가 나는지 알아 본 결과 유의미한 차이가 나지 않았다. 이는 남녀 모두 강박적 구매를 한다는 연구 결과를 지지하지만(Dittmar, 2005a; Neuner et al., 2005), 강박적 구매행동유형과 구매행동 동기에 성차가 있고(Campbell, 1997; Mellan, 1995; Dittmar, 2008; Dittmar & Drury, 2000; Dittmar, Beattie, & Friese, 1996; Dittmar, Long, & Meak, 2004; Woodruffe-Burton, 1997, 1998), 이로 인해 이중경로 모형에서 남녀 차이를 보일 것이라는 추론을 지지하지 않는 결과이다. 비록 성차에 따른 모형의 차이는 유의미하지 않았지만, 구체적으로 보면 정서조절 구매동기가 강박적 구매에 영향을 미치는 경로에서 남성은 유의미하지 않았지만 여성은 유의미한 것으로 나타났다. 이는 정서조절 구매동기가 여성에게서 더 중요하게 간주된다는 연구들(Dittmar & Drury, 2000; Dittmar, Long, & Meak, 2004)과 일관된다. 한편 이는 남성은 여성과 달리 기분전환을 위해 강박적 구매행동을 하지 않는다는 것을 의미하므로, 추후 연구에서 강박적 구매 행동의 기제와 성차에 대해 보다 체계적으로 연구될 필요가 있다.

    연구문제 2에서는 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정서조절 구매동기의 매개효과가 나타나는지를 검증하였고 정서조절 구매동기와 강박적 구매간의 관계에서 일반의사결정유형들의 조절효과가 나타나는지 알아보았다. 마지막으로 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매에 영향을 미치는 매개경로를 일반의사결정유형들이 조절하는 조절된 매개효과가 나타나는지 알아보았다. 결과를 논의하면 다음과 같다.

    첫째, 물질주의와 강박적 구매의 관계에서 정서조절 구매동기의 매개효과를 살펴본 결과 완전 매개효과가 나타났다. 이는 삶에서 물질을 통해 자신의 성공, 행복을 얻는 것이 중요하다고 생각하는 경향이 높을수록, 구매를 통해서 자신의 기분을 좋아지게 하고 싶은 정서조절 구매동기를 높이게 되고 이로 인해 강박적 구매를 많이 하게 된다는 것을 의미한다. 이는 Dittmar 등(2007), Dittmar 등(2011)의 연구와 일치하는 결과이며 강박적 구매 행동이 부정적인 기분에서 벗어나고 싶고 기분전환을 위한 동기에서 발생한다는 연구를 지지한다(Black, 2006; Dittmar, 2011, 2004a, 2005a; Faber & O’Guinn, 1992, 2004; Faber & Chirstenson, 1996; Koran et al., 2006).

    둘째, 정서조절 구매동기와 강박적 구매행동의 관계에서 일반의사결정유형 중에 즉흥형의 조절효과가 나타났다. 즉 대부분의 의사결정을 즉흥적인 방식으로 하는 사람은 그렇지 않은 사람보다 구매를 통해서 자신의 부정적인 기분을 바꾸고 싶은 동기가 크면 클수록 강박적 구매행동을 훨씬 더 많이 하는 것으로 확인되었다. 이와 같은 결과는 즉흥적으로 의사결정을 하는 사람은 자신이 얻고자 하는 것을 즉각적으로 얻으려는 욕구를 바탕으로 의사결정을 가능한 신속하게 하는 성향이 있기 때문인 것으로 보인다(Thunholm, 2008). 즉흥형 의사결정 유형은 강박적 구매자들의 구매결정에서의 특징인 많은 양의 정보와 계산적으로 복잡한 정보들을 싫어하고 간단한 의사 결정하는 경향(Verplanken & Sato, 2011)과 일맥상통하며 강박적 구매자들이 의사결정의 과정과 정보과정에 문제가 있다고 보는 연구(Beatty & Ferrell, 1998; Dholakia, 2000; Kaufman- Scarborough & Cohen, 2004; Lejoyeux, Haberman, & Solomon, 1999; Piron, 1991; Punj, 2010)와도 관련된다. 따라서 일반의사결정유형 중 즉흥형은 상황적 특성에 따라 좋은 의사결정방식(김은주 등, 2011)일 수 있지만, 강박적 구매행동에서는 부적응적인 의사결정 방식에 해당되고 이는 정서조절을 위한 구매동기와 시너지효과를 만들어 강박적 구매행동을 더욱 증가시키는 위험요인임을 보여준다.

    마지막으로 물질주의가 정서조절 구매동기를 통해 강박적 구매행동에 영향을 미치는 정서조절 구매동기의 매개효과는 대부분의 의사결정을 즉흥적으로 할수록 더욱 크게 나타났다. 즉 조절된 매개효과가 나타났다. 이는 즉각적인 의사결정을 통해서 자신이 원하고자 하는 것을 빨리 얻기를 원하는 성향이 강한 사람은 그렇지 않은 사람에 비해, 물질주의 성향이 높을수록 부정적인 정서를 조절하고자 하는 구매동기가 커지게 되고, 이로 인해 자신의 부정적인 정서를 벗어나서 즐거움과 만족을 빨리 얻고 싶기 때문에 강박적 구매 행동을 더 많이 하게 된다는 것을 의미한다.

    한편 본 연구결과는 강박적 구매행동의 상담개입과 치료방법으로 구매동기와 함께 즉흥형 의사결정 방식을 다루는 것이 효과적일 수 있음을 시사한다. 즉 강박적 구매에 대한 치료적 개입으로 자신이 왜 잘못된 소비행동을 하는지 그 기저에 어떤 심리적 욕구와 만족을 위한 것인지 생각을 해보게 하는 것과 함께(Benson & Eisnach, 2013), 자신의 재정적 정보 및 쇼핑의 정보를 기록, 분류하고 자신의 지출을 매일 평가하게 하는 기술적인 방법을 습득하거나 즉흥적인 의사결정 방식의 습관을 수정하는 것이 도움이 될 수 있을 것이다. 그러나 본 연구의 결과는 실제 임상적 집단을 대상으로 한 연구가 아니라 대학생 집단을 대상으로 한 횡단적 연구이므로 일반화의 한계가 있다. 따라서 후속연구에서는 종단적 연구와 함께 다양한 집단, 특히 임상집단에서의 결과가 어떻게 나타나는지 확인해야 할 필요가 있다.

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  • [그림 1.] 연구의 기본모형
    연구의 기본모형
  • [표 1.] 주요 변인들의 상관관계와 평균 및 표준편차
    주요 변인들의 상관관계와 평균 및 표준편차
  • [그림 2.] 연구모형 1
    연구모형 1
  • [그림 3.] 경쟁모형 1
    경쟁모형 1
  • [그림 4.] 경쟁모형 2
    경쟁모형 2
  • [그림 5.] 경쟁모형 3
    경쟁모형 3
  • [표 2.] 연구모형과 경쟁모형의 적합도
    연구모형과 경쟁모형의 적합도
  • [표 3.] 경쟁모형의 경로계수와 t 검증치
    경쟁모형의 경로계수와 t 검증치
  • [표 4.] 모형의 자아해석 수준 집단별 모수 추정지(요인 적재치에 동일성 제약을 가한 모형)
    모형의 자아해석 수준 집단별 모수 추정지(요인 적재치에 동일성 제약을 가한 모형)
  • [표 5.] 기저모형과 경로추정계수에 동일성 제약을 가한 모형들 간의 자아해석 수준에 따른 차이 비교
    기저모형과 경로추정계수에 동일성 제약을 가한 모형들 간의 자아해석 수준에 따른 차이 비교
  • [그림 6.] 자아해석 수준에 따른 경로차이
    자아해석 수준에 따른 경로차이
  • [표 6.] 모형의 남녀 집단별 모수 추정지(요인 적재치에 동일성 제약을 가한 모형)
    모형의 남녀 집단별 모수 추정지(요인 적재치에 동일성 제약을 가한 모형)
  • [표 7.] 기저모형과 경로추정계수에 동일성 제약을 가한 모형들 간의 남녀집단 차이 비교
    기저모형과 경로추정계수에 동일성 제약을 가한 모형들 간의 남녀집단 차이 비교
  • [그림 7.] 성차에 따른 경로모형
    성차에 따른 경로모형
  • [표 8.] 정서조절 구매동기의 매개효과 검증
    정서조절 구매동기의 매개효과 검증
  • [표 9.] 정서조절 구매동기의 매개효과의 부트스트레핑 결과
    정서조절 구매동기의 매개효과의 부트스트레핑 결과
  • [표 10.] 정서조절 구매동기의 영향에 대한 의사결정유형의 조절효과
    정서조절 구매동기의 영향에 대한 의사결정유형의 조절효과
  • [그림 8.] 정서조절 구매동기와 즉흥형의 상호작용효과
    정서조절 구매동기와 즉흥형의 상호작용효과
  • [표 11.] 즉흥형의 조건 값에 따른 단순회귀선 유의성 검증
    즉흥형의 조건 값에 따른 단순회귀선 유의성 검증
  • [표 12.] 조절된 매개효과 결과
    조절된 매개효과 결과
  • [표 13.] 즉흥형 값에 따른 조절된 매개효과
    즉흥형 값에 따른 조절된 매개효과
  • [그림 9.] 조절된 매개효과
    조절된 매개효과