무드(mood)는 심리학이나 마케팅 문헌에서 자주 등장하지만 그 정의와 사용 범위는 매우 다양하다. 흔히 사람들은 주관적으로 지각된 감정 상태의 현상학적 속성을 기술할 때 무드라는 용어를 사용한다(Gardner, 1985). 예컨대 어떤 사람의 현재 상태를 말할 때 행복한 무드 혹은 슬픈 무드 상태에 있다고 말한다. 무드는 일시적이고 매우 보편적이며 강도 면에서 상대적으로 약한 감정 상태로 양극(긍정과 부정)의 단일차원으로 구성된다(Hill & Ward, 1989).

이런 점에서 무드는 흔히 정서(emotion)와 구분된다. 정서는 무드보다 더 강렬하고 주의를 끌며 구체적인 행동과 연결되고 그 상태를 쉽게 자각할 수 있다(Clark & Isen, 1982). 따라서 사람들은 정서의 근원을 자각함으로써 행동을 인지적으로 해석하고 경우에 따라서는 현재의 행동을 변경할 수도 있다. 반면 무드는 사람들이 그 상태나 효과를 자각할 수도 있고 그렇지 않을 수도 있다. 그에 따라 무드의 작용은 광고와 같은 자극대상에 주의하는 과정에서 정서적 근원에 대한 탐색이 거의 없으며 수행 중인 행동을 차단하지 않는다(Clark & Isen, 1982). 광고 맥락에서 무드는 소비자가 광고에 노출되기 전에 존재한다는 점에서 광고에 대한 평가나 지각에 선행되는 상태로 볼 수 있다(Burke & Edell, 1989). 즉 광고 이전에 발생한 무드, 예컨대 TV 드라마의 시청 중에 발생한 무드에 의해 광고에 대한 소비자의 주의가 영향을 받는다. 이때 무드는 그 상태를 자각하거나 근원에 대해 인지적으로 해석하지 않기 때문에 광고에 대한 평가에 쉽게 주입되는 경향이 있다.

Holbrook과 O’Shaughnessy(1984)는 감정(affect) 요소를 포함한 여러 구성개념을 동기차원에서 분류하는 유형론을 제안했다. 정서는 그 원인을 지향하며 특정 대상이나 사건에 의해 발생하지만(예, 공포나 분노), 무드는 구체적 대상을 지니지 않는다는 점에서 일반적이다. 또한 내부적으로 발생하는 사건(예, 갈증)에 의한 목표지향성이 없고 외부환경(예, TV 프로그램)에 의해 발생한다는 점에서 수동적이고 반응적이다. 이처럼 무드는 특정 목표를 추구하지 않기 때문에 목표를 지향하는 욕구나 추동과 구분되며, 특정 시간과 상황에 국한된다는 점에서 성격이나 태도와 같이 일생을 조망하는 지속적인 감정적 상태(예, 낙천주의/회의주의)와도 구분된다(Gardner, 1985).

이와 같이 무드는 강도가 약하고 일시적으로 지속되며(몇 분에서 몇 시간 정도), 그 상태나 효과에 대해 자각할 수 없지만 다른 상황으로의 전이가 용이한 감정 상태다. 본 연구는 특히 무드가 정서와 달리, 그 근원에 대한 자각과 인지적 탐색이 없다는 점(Clark & Isen, 1982)에 주목한다. 만일 사람들이 광고 이전에 발생한 무드 상태의 근원을 자각하고 인지적으로 해석한다면 프로그램에서 유발된 무드효과는 광고에 대한 평가에 전이되지 않을 것이기 때문이다. 따라서 본 연구는 Forgas(2001)의 정의를 수용한다. 즉 “무드는 (정서에 비해) 상대적으로 강도가 약하고 확산적이며 지속적인 감정 상태로 정의되며, 구체적 대상 없이도 발생할 수 있고 인지적 요소가 거의 없는 긍정 및 부정적 상태로 나타나는 특징이 있다. 반면 정서는 무드보다 단기적이지만 더 강하고 쉽게 자각할 수 있으며 구체적 원인을 지닌 명확한 원형(prototype)이 있는 인지적 형태(예, 혐오, 분노, 공포)를 포함한다.”(Forgas, 2001, p.6). 그러므로 정서는 인지적 요소를 포함한 사고기반의 개념인 반면, 무드는 느낌(feeling)에 기초한 상대적 개념으로 구분된다(Herr et al., 2012).

무드의 효과를 설명하는 초기 이론으로 감정 프라이밍 모형과 무드-정보 가설이 있는데, 이들 이론은 맥락적인 무드의 일치 효과(즉 긍정적/부정적 무드일 때 평가가 그에 일치하는 편향적 경향)를 설명한다.

감정 프라이밍(affect priming) 모형은 Bower(1981)의 기억 네트워크 이론에 근거하여 무드가 특정 기억에서 노드를 형성하고 그 노드가 활성화되면 동시에 다른 정보에 파급되고 그 정보에 대한 접근성이 용이해진다고 가정한다. 이런 방식의 작동에서 무드는 내적으로 발생한 인지를 편향시키고 다시 판단에 영향을 준다(Bower, 1981; Fiedler, 1991). 따라서 긍정적 무드는 긍정적 기억을 프라이밍하고 부정적 무드는 부정적 기억을 프라이밍함으로써 평가에 영향을 준다(Clore, Schwarz, & Conway, 1994; Forgas & Bower, 1987). 결국 감정 프라이밍의 관점은 프로그램 맥락의 긍정적 무드는 이어 제시되는 광고를 긍정적으로 처리하는 편향을 보일 것이지만, 부정적 무드는 광고를 부정적으로 처리하는 편향을 보일 것이라고 예측한다.

한편 무드-정보 가설(mood-as-information)은 추론 이론에 근거하여 사람들이 자극을 평가할 때 자신의 느낌에 의존하는 휴리스틱(heuristic)에 따라 무드를 일련의 정보적 단서로 활용한다고 가정한다(Schwarz & Clore, 1983). 흔히 매장에서 쇼핑을 할 때 음악과 같은 외부적 자극에 의해 형성된 소비자의 무드가 제품 선택에 영향을 미치는 정서적 근원으로 작용하는 경우다. 마찬가지로 어떤 사람이 TV 드라마를 보고 행복감을 느꼈다면 그 무드 상태가 이어 제시되는 자극 대상(광고)에 대한 귀인오류를 낳고 반응에 있어 평가적 편향을 유발할 수 있다(Gorn et al., 2001; Gardner, 1985). 이 가설 역시 무드-일치를 설명하지만 작용하는 기제가 다르다고 가정한다. 즉 무드-정보 가설은 휴리스틱 처리에 의해 광고에 대한 평가가 무드에 동화된다고 설명하지만, 감정 프라이밍 모형은 무드효과가 무드와 일치하는 기억의 인출이 촉진되기 때문이라고 본다.

이 두 관점은 무드효과를 설명하는 고전 이론이지만 관련 연구들은 광고 및 소비자행동 맥락에서 무드효과가 매우 다양한 요인들(관련성, 처리 자원, 동기 및 역량, 관여 등)과 복잡하게 상호작용한다는 것을 보여준다. 예컨대 무드가 평가의 정보로서 사용되기 위해서는 무드의 정보적 가치가 충분해야 하고 판단시점에서 무드가 지배적이어야 한다(Bohner et al., 1994). 같은 맥락에서 Pham(1998)은 휴리스틱 처리가 일어나기 위해서는 무드가 지니는 대표성과 관련성이 중요한 요인이라고 보았다. 실제 White와 McFarland(2009)는 제품 선호에 대한 연구에서 무드에 대한 집중(mood focus)과 지각된 관련성의 상호작용이 무드 일치 효과를 극대화한다는 것을 발견했다. 즉 소비자가 자신의 무드 상태에 초점을 두고 제품이 그와 관련성이 높다고 지각할 때 무드와 일치하는 제품을 더욱 선호하는 경향을 보였다.

하지만 그러한 무드효과는 소비자가 무드의 근원을 정확하게 귀인할 때 사라진다(Gorn et al., 2001; White & McFarland, 2009). 다시 말해 소비자가 무드의 원천을 파악하는 순간(예, 행복한 무드가 음악이나 외부 대상으로 인한 것임을 자각), 무드에 의한 휴리스틱이 제거되고 평가적 편향은 나타나지 않게 된다. 이는 무드가 정보적 가치를 상실하고 현재 감정의 대표성을 가지지 못할 때 귀인오류가 사라진다는 것을 의미한다. 이처럼 무드효과를 차단하는 정서적 근원에 대한 자각은 인지적 사고에 몰입하려는 동기 혹은 역량에 의존할 수 있다. 선행 연구들은 소비자가 정보처리에 대한 동기가 높고 수행할 역량이 충분할 때 무드가 휴리스틱 단서로 사용되지 않을 것이라고 예측한다(Albarracin & Kumkale, 2003). 같은 맥락에서 광고 정보를 처리할 자원이 부족하거나 제한되어 있을 때 무드는 평가에 이용되지만 자원이 충분할 때 무드가 평가에 주입되는 경향이 감소한다. Fedorikhin과 Cole(2004)는 처리자원이 제한되어 있을 때 무드를 정보로 사용하는 기제가 작동하고 처리 자원이 많을 때 소비자의 무드는 기억의 네트워크를 활성화하는 감정 프라이밍에 의해 평가적 편향이 일어난다고 보았다.

한편 Forgas(1995, 2008)는 소비자 관여의 관점에서 무드효과에 대한 감정 주입 모형(Affect Infusion Model: AIM)을 제안했다. 이 모형은 무드효과의 기제로서 감정 프라이밍과 정보로서의 무드를 관여의 관점에서 통합한 것으로 감정과 인지의 상호작용을 강조한다. 감정 주입모형은 감정이 중요하게 작용하는 두 가지 판단 전략으로 휴리스틱 처리와 정교화(체계적)처리를 구분한다. 휴리스틱 처리는 소비자의 관여도가 낮거나 시간이 부족할 때 혹은 유용한 정보가 없을 때 발생하기 쉽다. 이때 소비자는 대상에 대한 판단을 추론하는 지름길로서 무드 상태를 평가의 직접적인 정보로 사용한다. 반면 정교화 처리(substantive processing)는 보통 소비자의 관여도가 높고 메시지 처리에 많은 노력이 발휘되는 상황에서 일어난다. 이때 무드는 중요한 영향을 미치지만 감정 프라이밍의 수단으로 간접적으로 작용하게 된다. 즉 무드는 정보에 대한 주의, 부호화, 인출 과정에 선택적으로 영향을 주기 때문에 판단에 간접적으로 작용한다(Forgas, 1995). 결국 저관여 하에서는 정보로서의 무드 기제가 작용하여 휴리스틱 처리가 일어나지만, 고관여 하에서 긍정적 무드(혹은 광고자체에 의한 정서유발)는 프라이밍에 의해 정교화 처리가 일어난다고 본다(Geuens et al., 2011).

무드효과에 대한 이슈

일반적으로 무드효과 모형들은 긍정적 무드가 긍정적 평가를 유발하고 부정적 무드는 부정적 평가를 유발한다고 예측한다. 특히 행복감과 같은 무드는 긍정적 시그널이자 그 상태를 유지하려는 경향성이 강해 휴리스틱 처리가 일어나지만, 불쾌감과 같은 부정적 무드는 이를 개선하기 위해 더 정교한 혹은 모험을 추구하는 행동의 가능성이 높다(Schwarz & Clore, 1983; Isen & Patrick, 1983; Aylesworth & MacKenzie, 1998).

그러나 무드효과에 대한 이론적 규명에도 불구하고 경험적 연구들은 무드효과가 유인가(긍정 및 부정)에 따라 비대칭적이며(Herr et al., 2012), 결과들이 혼재하고 있음을 보여준다. 구체적으로 몇몇 연구들은 긍정적 무드상태의 사람들이 부정적 무드 상태의 사람들보다 정교하거나 체계적인 정보처리를 하고(Isen, 2004; Mathur & Chattopadhayay, 1991) 더 포괄적인 문제해결에 몰두한다는 증거(Erez & Isen, 2002; Fredrickson, 2001)를 제시했다. 이러한 결과들은 부정적 무드가 정보처리 동안 부정적 사고를 유입시켜 처리 용량의 감소를 가져올 수 있다는 관점(Ellis & Ashbrook, 1988)과 일치한다. 같은 맥락에서 최근 Herr 등(2012)의 연구는 긍정적, 중립적, 부정적 감정을 유도하고 같은 감정 유인가의 형용사에 대한 반응을 연구하였다. 그 결과 긍정적 감정에 있는 참여자들의 반응은 다른 조건의 참여자들보다 훨씬 정교하고 체계적이었을 뿐만 아니라 극단적인 부정적 형용사에 대한 반응에서도 빠르고 효율적인 처리를 하였음을 발견했다. 그에 따라 긍정적 감정이 처리의 효율성을 증가시킨다고 결론지었는데, 이는 긍정적 무드가 휴리스틱 처리에 의존하고 부정적 무드는 정교한 처리를 유발한다는 기존 관점과 상반된 것이었다. Martin(2003)은 프로그램 맥락의 무드와 광고유발 감정의 상호작용이라는 관점에서 더 직접적인 증거를 제공한다. 즉 행복한 무드의 사람들이 슬픈 무드에 있는 사람들보다 슬픈 광고(vs. 행복한 광고)를 더 정교하게 처리했음을 보여주었다. 그는 이러한 결과가 기존의 경험적 결과와 불일치하는 것으로 성별에 따라 차이가 있지만 무드 일치는 광고의 감정 유인가에 따라 가변적이라고 보았다.

이러한 연구결과들의 불일치는 여전히 무드효과를 설명하는 대안적 접근의 필요성을 시사한다. 본 연구는 그 대안으로 무드효과에 있어 휴리스틱과 체계적 처리가 동시에 작용(Chaiken 1980; Bohner et al., 1994) 할 수 있음을 가정한다. 특히 무드와 광고의 상호작용에 있어 광고의 감정 유인가가 모호할 때 무드효과의 휴리스틱이 체계적 처리와 동시에 작용할 것으로 본다. 즉 광고의 감정 유인가가 긍정 혹은 부정적으로 명백할 때는 무드가 광고에 대한 평가에서 정보로서 주입되지 않을 것이지만, 감정적으로 모호한 광고에서는 무드가 정보로서 평가를 채색하는 경향을 보일 것으로 가정한다.

기존의 이론적 관점에서 볼 때, 프로그램 무드가 광고에 대한 평가적 편향을 유발하는 휴리스틱 단서가 되기 위해서는 광고를 시청하는 동안 무드 상태가 지배적이어야 하고 평가와의 관련성이 높아야 한다. 또한 정서적 근원에 대한 자각이 없고 인지적 자원이 부족하거나 처리에 대한 동기가 낮고 관여가 낮아야 한다는 것을 전제한다. 반대로 평가와의 관련성이 낮고 인지적 자원이 많거나 처리 동기가 높고 고관여일 때 무드효과가 평가에 주입되기보다는 체계적으로 처리될 가능성이 높다. 이러한 관점은 무드효과에 의한 휴리스틱 혹은 체계적 처리가 독립적으로 작동한다고 전제하지만, 본 연구는 HSM(Heuristic-Systematic Model: Chaiken, 1980, 1987)에 근거하여 휴리스틱과 체계적 처리가 동시에 발생하거나 휴리스틱이 체계적 처리를 편향시킬 수 있다고 가정한다. 이는 무드효과가 작용하는 기제에 대한 중요한 논점을 제공할 것이다. 첫째, 경험적 결과들이 무드 일치 이론에 부합되지 않는 점, 특히 어떤 유인가의 무드(긍정 혹은 부정)가 처리의 효율성을 가져오는지를 밝히는 데 도움이 될 것이다. 둘째, 무드효과 모형에서 많이 다루어지지 않았던 감정모호성이 무드효과에 어떻게 작용하는지를 이론적으로 설명할 수 있을 것이다.

HSM은 휴리스틱 단서들(예, 정보원의 전문성, 맥락 무드 등)이 메시지의 타당성 혹은 태도 대상의 질에 관한 기대를 형성하고 그 기대가 설득 주장에 대한 사람들의 지각과 평가에 선택적으로 영향을 준다고 가정한다(Bohner et al., 1994). 이때 휴리스틱이 체계적 처리를 편향시킬 수 있다. 휴리스틱 처리의 편향 효과는 체계적 처리에 대한 동기가 높고 설득주장이 왜곡된 해석을 만들기 쉬울 때, 즉 설득 메시지가 모호할 때 발생한다(Chaiken & Maheswaran, 1994). 이는 Bohner 등(1994)의 연구에서 검증되었는데, 행복한 무드 조건의 참여자들은 메시지의 내용에 덜 영향을 받은 반면, 슬픈 조건의 참여자들은 메시지의 내용뿐만 아니라 주변적 단서에 의해서도 영향을 받았다. 그에 따라 행복감(긍정 무드)은 직접적으로 휴리스틱 처리가 발생하지만, 슬픔(부정무드)은 휴리스틱과 체계적 처리가 동시에 발생 혹은 체계적 처리가 휴리스틱에 의해 매개(간접 영향)된다고 결론지었다(Bohner et al., 1994). 말하자면 행복감(긍정 무드)은 일반적으로 체계적 처리에 대한 동기를 유발하지 않기 때문에 메시지 주장의 강도, 양, 모호성 등과 독립적으로 작용한다. 반면 슬픔(부정 무드)은 메시지에 대한 인지적 사고를 증가시키고 처리동기가 높기 때문에 메시지 관련 인지적 사고에 의해 매개되지만, 만일 자극의 속성이 모호하면 휴리스틱 단서가 작용하여 자극에 대한 해석이 선행적으로 편향될 수 있다는 것이다.

이런 관점에서 볼 때 프로그램 맥락에서 제시되는 광고효과가 무드에 의존한다면 긍정적 무드일 때는 그와 일치하는 광고(즉 긍정적 감정의 광고)에 대해 무드 일치 효과가 나타날 것이지만, 부정적 무드의 경우에는 명확한 감정 유인가(긍정 혹은 부정)를 지닌 광고보다 모호한 감정 유인가를 지닌 광고에서 휴리스틱에 의한 체계적 처리의 편향이 발생할 것으로 기대한다. 더욱이 사람들은 불쾌나 공포와 같은 부정적 무드에 있을 때 무드를 개선하려고 동기화되는데(Chuang & Lin, 2007), 이때 모호한 자극(광고/브랜드)은 무드 개선을 위한 휴리스틱 단서로 작용하고 모호한 자극에 대한 인지적 처리를 매개할 수 있다. 따라서 부정적 무드의 사람들은 긍정적 무드의 사람들보다 모호한 자극을 더 체계적으로 처리하고 긍정적으로 평가할 가능성이 높을 수 있다(휴리스틱의 편향효과). 유사하게 경험적 연구들은 슬픈 무드에 있는 사람들이 행복한 무드의 사람들에 비해 과제 수행을 통해 무드를 변경시키려 하고 실제 회상과제의 수행력이 높다고 밝혔다(e.g., Kuvaas & Kaufmann, 2004). 하지만 긍정적 무드에 있는 사람들은 현재의 무드를 유지하려는 동기가 높기 때문에 무드 상태와 일치하는 긍정적 자극(광고/브랜드)을 상대적으로 더 긍정적으로 평가하는 편향을 보일 것이다. 이러한 평가는 휴리스틱에 근거하므로(Pham, 1998; Martin, 2003) 광고 정보에 대한 인지적 처리 노력이 적고 그에 따라 낮은 회상을 보일 것이다. 이러한 근거로 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정한다.

가설 1-1. 프로그램에 의해 유발된 무드는 광고의 감정모호성과 상호작용하여 프로그램 후 광고에 대한 평가에 영향을 줄 것이다. 즉 긍정적 무드 조건(유쾌)의 참여자들은 상대적으로 유쾌한 광고를 더 긍정적으로 평가할 것이다. 반면 부정적 무드 조건(불쾌)의 참여자들은 유쾌 혹은 불쾌한 광고와 같이 명백한 감정 단서가 있는 광고보다 모호한 감정을 유발하는 광고를 더 긍정적으로 평가할 것이다.

가설 1-2. 프로그램에 의해 유발된 무드는 광고의 감정모호성과 상호작용하여 프로그램 후 광고의 브랜드에 대한 평가에 영향을 줄 것이다. 즉 긍정적 무드 조건(유쾌)의 참여자들은 상대적으로 유쾌한 광고의 브랜드를 더 긍정적으로 평가할 것이다. 반면 부정적 무드 조건(불쾌)의 참여자들은 유쾌 혹은 불쾌한 광고와 같이 명백한 감정 단서가 있는 광고보다 모호한 감정을 유발하는 광고의 브랜드를 더 긍정적으로 평가할 것이다

가설 2. 프로그램에 의해 유발된 무드는 광고의 감정모호성과 상호작용하여 프로그램 후 광고회상에 영향을 줄 것이다. 즉 긍정적 무드 조건(유쾌)의 참여자들은 광고의 감정 유인가에 관계없이 광고의 인지적 처리에 따른 회상 수준이 낮을 것이다. 반면 부정적 무드 조건(불쾌)의 참여자들은 유쾌 혹은 불쾌한 광고와 같이 명백한 감정 단서가 있는 광고보다 모호한 감정을 유발하는 광고에 대한 회상 수준이 높을 것이다.

비록 대부분의 무드 연구는 TV 프로그램의 전후에 배치되는 프로그램 광고에 초점을 두고 있지만, 프로그램 중간에 삽입되는 형태의 중간광고에 대한 무드효과 연구는 전무하다. 따라서 본 연구는 프로그램 후 광고에서 뿐만 아니라 중간광고에 대한 무드효과를 알아보고자 한다.

본 연구와 관련하여, 프로그램 맥락에서 중간광고 효과를 다룬 연구들로 프로그램 관여를 다룬 연구를 주목할 수 있다(e.g., Moorman et al., 2012; Lord & Burnkrant, 1993; 홍종필, 이영아, 2010). 프로그램 관여는 프로그램에 대한 몰입의 정도를 의미하므로 본 연구의 무드효과와 유사한 맥락을 지닌다. 이 분야의 연구결과들은 프로그램 관여에 따른 중간형태 광고에 대한 효과가 혼합되어 있음을 나타낸다. 실제 Moorman, Neijens, 및 Smit(2007)은 스포츠 경기 중간의 광고에 대한 평가는 사람들이 그 경기에 얼마나 몰입했는지에 의존한다고 주장했다. 이러한 주장은 Moorman 등(2012)의 실험 연구에서 검증되었는데, 연구자들은 프로그램 관여가 시청자의 주의를 높여 광고에 전이되는 일련의 채움 현상(spillover)이 발생하고 그에 따라 광고에 대한 회상이 증가하였다고 결론지었다.

그러나 프로그램 관여의 효과는 분명하지 않을 수 있다. 스포츠 경기의 경우, 경기를 시청하는 양이 프로그램 관여와 밀접하게 관련되기 때문에 그 효과가 관여의 효과인지 경험적 학습의 효과인지 불분명하다(e.g., Moorman et al., 2012; Turley & Shannon, 2000). 오히려 Lord와 Burnkrant(1993)는 프로그램에 높게 몰입되면 각성과 인지적 자원이 제한되기 때문에 광고회상이 방해받을 수 있다고 주장하기도 한다.

유사하게 국내 연구도 일관된 결과를 나타내지 않는다. 예컨대 홍종필, 이영아(2010)는 프로그램 중간광고와 전후광고를 비교하였는데, 그 결과 태도차원에서는 차이를 발견하지 못했으나 중간광고가 프로그램 전후 광고에 비해 광고회상이 높다는 것을 발견했다. 이와 같은 중간광고에 대한 기억 효과는 김재휘(1999)의 연구에서도 밝혀진 바다. 그러나 프로그램 유형에 따른 중간광고의 효과를 다룬 이현선(2008)의 연구에서는 중간광고에 대한 시청자의 반응이 프로그램 전후 광고에 비해 부정적인 것으로 나타났다. 물론 이 결과들은 실험에 사용된 프로그램이나 광고의 내용, 중간광고의 수와 같은 요인이 다르다는 점을 고려할 수 있다. 흥미롭게도 Norris, Colman, 및 Aleixo(2003)은 중간광고를 여러 구간으로 나누었을 때 첫 번째 커머셜 브레이크에서만 광고에 대한 회상과 긍정적 평가가 유의미했다고 보고한다.

이렇게 중간광고에 대한 프로그램 맥락의 효과는 다소 혼합된 결과를 보이지만, 무드는 특별한 자각 없이 평가에 작용하는 주입효과를 지니고 휴리스틱 단서가 된다는 점(Forgas, 1995; Geuens et al., 2011)에서 중간광고의 효과에 영향을 줄 것으로 보인다. 특히 중간광고는 프로그램 전후 광고에 비해 프로그램과 밀착되어 있으므로(Moorman et al., 2012), 무드가 훨씬 지배적인 상황이라고 가정할 수 있다. 따라서 무드 일치의 효과가 작용한다면 같은 중간광고에 대해 긍정적 무드는 휴리스틱 처리에 따라 중간광고를 편향시킬 것이며 부정적 무드는 체계적 처리에 따라 편향된 해석을 할 것으로 예측된다.

이와 함께 본 연구는 프로그램에서 유발 된 공포와 같은 부정적 무드는 각성과 처리용량을 제한할 수 있다고 본다(e.g., Lord & Burnkrant, 1993; Shaprio et al., 2002). 그렇다면 중간광고에서 처리의 효율성을 증가시킬 수 있는 단서를 제공한다면 어떠할 것인가? 구체적으로 시청자가 프로그램의 부정적 무드로 인해 중간광고에 대한 처리 자원이 고갈될 때 광고의 종료시간을 표시해 줌으로써 인지적 자원을 효율적으로 배분할 수 있도록 돕는다면 광고에 대한 평가에 어떠한 영향을 미칠지가 흥미롭다. HSM의 주장처럼 휴리스틱 단서들이 메시지에 대한 지각과 평가에 선택적으로 영향을 준다면(Bohner et al., 1994), 같은 맥락에서 중간광고의 시간고지는 시청자가 제한된 처리 용량을 효율적으로 배분하고 선택적인 처리를 가능하도록 돕는 단서적 역할을 할 것으로 예측된다. 그러한 단서적 역할로서 중간광고의 시간고지는 프로그램 무드에 따른 중간광고에 대한 평가에 영향을 줄 수 있을 것이다. 따라서 무드효과에 기초할 때, 본 연구는 앞서 언급한 무드 기제가 적어도 프로그램 전후의 광고이상으로 중간광고의 효과에 영향을 줄 것으로 본다. 이에 중간광고에 대한 무드효과와 중간광고의 시간고지의 영향을 알아보기 위해 다음과 같은 연구문제를 설정한다.

연구문제 1. 프로그램에서 유발된 무드의 유인가(긍정 및 부정 무드)에 따라 중간광고의 광고효과는 달라질 것인가?

연구문제 2. 중간광고에 시간고지를 포함할 때 프로그램 무드 유인가(긍정 및 부정 무드)가 중간광고 효과에 어떠한 영향을 미칠 것인가?

본 연구의 실험 참여자는 강원대학교 재학생 120명이었으며, 학교 홈페이지(재학생 커뮤니티)를 통해 참여자를 모집하였다. 실험설계에 따라 남녀를 각각 60명씩 모집하였고 6개의 실험조건에 20명씩 무선 할당하였다. 본 실험 참여자 중 실험을 완수하지 못한 12명을 제외하고 총 108명의 데이터를 분석에 활용했으며, 이들의 성별은 남자 51명과 여자 57명, 평균 연령은 21.0세(SD=2.21)였다.

본 연구는 프로그램 무드와 광고의 감정 유인가에 따른 광고효과를 알아보기 위한 것으로 2×3 혼합요인설계를 사용했다. 프로그램 무드(긍정/부정)는 집단 간 변인이고 광고의 감정 유인가(긍정/모호/부정)는 집단 내 변인이었다. 광고 및 브랜드에 대한 태도와 회상은 친숙성에 의해 영향을 받기 때문에 광고 및 브랜드에 대한 친숙성을 공변인으로 통제하였다. 다만 광고에 대한 회상은 척도로 측정한 것이 아니라 광고의 내용 요소를 포함하기 때문에 종속측정치 간의 공변을 가정할 때의 해석적 어려움을 고려하여 각각을 독립적으로 분석했다. 한편 프로그램 무드에 따른 중간광고의 효과를 알아보기 위해 2×2 독립요인설계를 사용했으며, 프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무는 모두 집단 간 변인이다. 따라서 가설 1-1과 가설 1-2는 친숙성을 공변인으로 한 2×3 혼합요인설계에 의한 변량분석 모형을 적용하고, 가설 2는 독립 모형의 변량분석을 적용했다. 연구문제 1과 연구문제 2는 친숙성을 공변인으로 한 단일요인 변량분석과 2×2 독립요인설계에 의한 변량분석을 적용했다. 친숙성 변인을 공변량으로 분석함으로써 응답자의 반응이 광고 및 브랜드에 대한 친숙성으로부터 오염되는 것을 방지하고자 했다.

본 연구는 무드를 인위적으로 만들지 않고 프로그램에 의해 자연스럽게 유발되도록 하였다. 자연스러운 무드 유발은 무드의 실제 작용을 이해하는 데 중요한데(Aylesworth & MacKenzie, 1998; Broach, Page, & Wilson, 1995), 실제 의도적 무드 조작의 영향(예, 과제수행에 대한 피드백으로 무드를 조작하는 경우 발생하는 자존감 손상이 과제 처리에 혼입되어 작용할 수 있음)을 방지하고 외적 타당도에 기여하기 때문이다. 무드는 긍정과 부정의 양극차원으로 구성되므로 본 연구에서는 선행 연구들과 유사하게 유쾌-불쾌 차원에서 무드를 조작하였다(e.g., Gorn et al., 2001). 프로그램 맥락에서 불쾌 무드는 공포자극으로부터 유발되므로(Broach et al., 1995) 공포 영화장면을 이용해 무드를 조작했다.

먼저 프로그램 맥락으로 사용될 영화를 선정하기 위해 포털사이트 네이버와 다음커뮤니케이션, 미국 대중문화 사이트인 조비오스 무비(Jobio’s Movie)의 영화 평점(흥행 및 관객 수 기준)에 기초하여 약 200개의 영화를 추출했다. 그 중 최근 10년 이내의 작품이면서 세 개의 사이트에서 중복되는 상위 30위권의 유쾌 영화1)와 공포 영화2)를 각각 10편씩 총 20편을 예비검사에 포함했다. 음악은 영화를 제시하기 이전에 같은 목적으로 사용되었고 양병화(2007)의 연구에서 사용한 음악을 예비검사에 포함했다. 한편 광고의 경우, 한국광고영상제작사협회에서 제작한 2000년~2010년 세계 우수 광고제(클리오, 뉴욕, 런던) 작품집에서 유쾌, 공포, 특수효과의 3개 장르 150여 편중 실험자와 실험보조원들의 논의를 통해 시간길이와 사전 인지도, 제품특성에 대한 통제가 가능하고 무드 조작이 용이하다고 판단되는 22개의 광고를 1차적으로 선정했다.3) 이 작품집에 수록된 광고는 해외광고이지만 한국어 자막을 포함하고 있어 참여자들이 광고 내용을 이해하는 데 어려움이 없었으며, 해외광고는 친숙성과 노출정도에서 비교적 통제가 용이하다는 장점이 있다. 유사하게 중간광고로 사용할 실험자극은 휴대폰 광고로 삼성, 애플, LG의 해외광고를 각각 3개씩 선정했다.

이렇게 선정된 영화클립, 음악, 광고는 학부생(n=25)을 대상으로 정서성을 평가하는 예비검사를 실시했다. 예비검사에서는 각 영화의 하이라이트 부분을 평균 3분씩 편집하여 하나씩 제시하며 정서성을 평가하도록 했다. 정서성 평가는 본 실험과 같은 문항을 사용했고 7점 형용사 어의척도(0~6점)로 구성되었다(문항은 측정변인 참조). 총 20개의 영화 중 ‘더 컨저링’이 가장 낮은 이렇게 선정된 영화클립, 음악, 광고는 학부생(n=25)을 대상으로 정서성을 평가하는 예비검사를 실시했다. 예비검사에서는 각 영화의 하이라이트 부분을 평균 3분씩 편집하여 하나씩 제시하며 정서성을 평가하도록 했다. 정서성 평가는 본 실험과 같은 문항을 사용했고 7점 형용사 어의척도(0~6점)로 구성되었다(문항은 측정변인 참조). 총 20개의 영화 중 ‘더 컨저링’이 가장 낮은 정서성으로 평가되었고(평균=1.34, SD=.87), 가장 높은 정서성 평가를 보인 것은 ‘파퍼씨네 펭귄들’(평균=4.76, SD=.77)이었다(실제 ‘맘마미아’가 약간 더 높은 평균을 보였으나 이 영화는 뮤지컬 형식으로 노래파트가 많고 친숙성에서 ‘더 컨저링’과 유의미한 차이가 있어 제외함). 예비검사에서 ‘더 컨저링’과 ‘파퍼씨네 펭귄들’은 정서성에서 통계적 차이를 보였고(t=-13.03, p<.01), 영화에 대한 친숙성에서는 유의미한 차이를 보이지 않았다(t=1.48, n.s.). 따라서 ‘더 컨저링’(2013년)은 부정적 무드(불쾌)를 유발하고, ‘파퍼씨네 펭귄들’(2011년)은 긍정적 무드(유쾌)를 유발하기 위한 실험자극으로 사용했다. 음악은 선행연구(예, 양병화, 2007)와 유사하게 국내에서 방영된 드라마 M(1994년)의 주제곡 ‘나는 널 몰라’가 정서성에서 가장 낮게 평가되었고(평균=2.01, sd=.59), 가장 유쾌하게 평가된 것은 Gil Shaham과 Göran Söllscher의 Paganini for two앨범에 수록된 ‘Sonata a preghiera M.S. 23, Var.1’ 바이올린 연주곡이었다(평균=3.66, SD=.90). 두 음악의 정서성은 유의미한 차이를 보였고(t=-8.50, p<.01), 친숙성에서는 차이를 보이지 않았다(t=1.72, n.s.) 따라서 각각을 부정 및 긍정적 무드를 위한 음악으로 사용했다.

예비검사에서 프로그램 전후에 사용될 22개의 광고와 중간광고에 사용될 9개의 광고가 각각 평가되었다. 22개 광고의 유형은 식음료(5), 자동차(6), 운동화(3), 공익광고(5), 기타(3:게임기 및 생활용품)를 포함하는데, 이 중 가장 정서성이 낮게 평가된 광고는 ‘소니 플레이스테이션(PS: Blood rain편, 2009년)’이었다(평균=1.81, SD=.57). 광고의 감정적 유인가를 동일한 간격으로 유지하기 위해 ‘소니PS’ 광고를 부정적 유인가(불쾌)의 광고로 정하고 나머지에서 대략적인 등간을 유지하는 광고를 선택했다. 이때 광고 간의 친숙성 차이를 고려하여 본 실험에 사용될 자극을 선정했다. 이런 기준을 적용할 때 중립적 유인가의 광고(모호성 조건)는 ‘지프체로키(Snow Covered편, 2001년)’이었고(평균=3.12, SD=.21), 긍정적 유인가광고(유쾌 조건)는 ‘펩시(Vending Machine편, 2004년)’이었다(평균=4.01, SD=.72). 이들 광고 간의 정서성은 유의미한 차이를 보였고(F=95.79, p<.01), 광고에 대한 친숙성에는 차이를 보이지 않았다(F=2.66, n.s.). 최종 선정된 중간광고는 9개의 예비광고 중에서 친숙성(평균=2.90, SD=1.82)과 감정 유인가(평균=3.08, SD=.22)에서 중간 수준으로 평가된 ‘아이폰 Photos Everyday편(2013년)’ 광고였다.

이렇게 선정된 실험 광고물은 6개의 실험조건에 따라 디지털 영상으로 편집하였으며, 무드 유인가를 지닌 3편의 광고는 프로그램 전과 후에 각각 배치하고 중간광고는 총 길이 9분의 영화클립에서 중간 지점(4분30초)에 배치하였다. 프로그램 전후의 광고는 각각 30초 영상이고 중간광고는 60초 영상으로 편집되었다. 프로그램 전후에 제시되는 광고의 순서효과를 고려하여 프로그램 전(부정-모호-긍정)에 제시된 순서와 반대로 프로그램 후(긍정-모호-부정)에 제시하였다. 표 1은 실험자극의 구성과 편성된 시간을 나타낸다.

[표 1.] 실험자극의 구성과 편성

실험자극의 구성과 편성

정서성과 통제변인

본 연구에서 프로그램으로부터 유발되는 무드와 광고의 감정적 유인가는 같은 척도로 측정되지만 개념적으로 구분된다. 프로그램에 의해 유발된 느낌은 특정 목표를 지향하지 않고 자각 없이 전이되는 특성을 지니므로 프로그램 맥락의 무드로 조작적으로 정의하고, 광고가 유도하는 감정(감정소구)은 쉽게 자각할 수 있으며 구체적 대상(브랜드나 제품)이나 목표를 지향한다는 점에서 광고의 감정(혹은 정서적) 유인가로 조작적으로 정의한다(Gardner, 1985; Gorn et al., 2001; Forgoas, 2001). 따라서 광고의 감정 유인가는 인지적 요소를 포함한 사고과정을 수반하지만 무드는 상대적으로 인지적 처리를 포함하지 않는 느낌 그대로의 상태를 수반한다(Herr et al., 2012).

정서성 측정은 실험조건에 따른 프로그램 무드의 유인가를 평가하기 위한 것으로 Broach 등(1995)의 연구에서 사용된 5문항의 7점(0~6점) 어의세분척도를 사용했다. 각 문항은 ‘짜증나는-즐거운’, ‘불안한-편안한’, ‘행복한-불행한’, ‘유쾌한-불쾌한’, ‘긍정적인-부정적인’이었으며 3문항을 역척도로 환산하여 점수가 낮을 수록 부정적 무드, 점수가 높을수록 긍정적 무드로 점수화하였다. 이들 문항은 예비검사와 본 실험에서 동일하게 사용했다. 본 실험에서 영화에 대한 정서성 문항의 신뢰도 계수는 α=.97로 매우 높게 나타났다. 광고에 대한 정서성 평가는 프로그램 전과 중간광고에서 측정하였고(프로그램 전과 후는 동일하므로), 이들의 신뢰도 계수 범위는 α=.73에서 α=.90으로 대체로 수용할 만 하였다.

한편 브랜드에 대한 친숙성은 무드효과를 매개하는 것으로 알려져 있기 때문에(White & McFarland, 2009), 본 연구에서는 친숙성을 통제변인으로 설정하여 변량분석에 투입했다. 친숙성의 측정은 해당 광고/영화를 ‘본 적이 없다-본 적이 있다’와 ‘친숙하지 않다-친숙하다’, 브랜드를 ‘모른다-안다’와 ‘친숙하지 않다-친숙하다’의 각각 2문항을 7점(0~6점) 어의세분 척도로 구성하였다. 이들 문항의 신뢰도 계수는 α=.75에서 α=.91의 범위로 양호한 수준이었다.

본 연구는 또한 무드에 대한 각성의 효과를 통제하기 위해서 생리적 반응을 측정했다. 본 실험과 같이 자연스러운 상태에서의 무드 유발은 각성을 동반하기 때문에 각성의 효과를 고려해야 한다. 무드를 각성과 분리하는 것이 쉽지 않지만 무드와 각성을 직교하도록 연구를 설계하거나 둘 중 어느 하나를 통제함으로써 독립적인 작용을 검증할 수 있다(Shapiro, MacInnis, & Park, 2002; Gorn et al., 2001). 따라서 본 연구는 무드효과가 각성에 영향을 받지 않고 독립적임을 전제하기 위해 생리적 각성을 측정하고, 각 실험구간(음악세션, 영화세션, 광고세션)에서 프로그램 조건(유쾌/불쾌)에 따른 차이를 확인했다. 이를 위해 생리적 지표로서 심박변이도의 norm LF(Low Frequency)를 측정했다. norm LF는 저주파(0.04~0.15Hz)의 상대적 파워를 의미하며, 자율신경계(교감 및 부교감신경계의 합)의 활동에서 교감신경 활성도가 차지하는 상대비율을 백분율로 나타낸 것이다(Laxtha Inc., 2010). 보통 교감과 부교감 신경의 비율이 6:4이면 약간의 각성상태를 나타내고 교감신경계의 비율이 높아지면 점차 활성화된 상태로 해석한다(엄밀히 말하면, 심장에 전달되는 자율신경 자극의 변동 수준을 나타냄). 따라서 무드 조작에 따라 실험구간별 norm LF값이 다르다면 각성이 무드효과에 관여할 수 있음을 의미한다.

광고효과

본 연구에서 광고효과는 광고태도, 브랜드태도, 광고에 대한 회상을 각각 측정하였다. 광고태도와 브랜드태도는 Aylesworth와 MacKenzie(1998)가 사용한 3문항의 7점 어의세분척도를 사용했다. 각 문항은 ‘싫다-좋다’, ‘호감이 가지 않는다-호감이 간다’, ‘마음에 들지 않는다-마음에 든다’로 구성되었고, 각 문항의 광고태도 신뢰도는 프로그램 전후의 광고 및 중간광고에 대해 α.=88에서 α=.96의 범위로 양호하였고, 브랜드태도의 신뢰도 계수 범위는 α=.91에서 α=.96로 높게 나타났다.

광고에 대한 회상은 광고의 요소(내용, 상황, 장면 등)를 자유로운 사고과정을 통해 생각할 수 있도록 시간을 주고 기록하게 했다(e.g., Bohner et al., 1994). 참여자들이 응답한 내용은 실제 광고 내용과 비교하여 정확한 응답에 점수를 주는 방식으로 채점하여 광고에 대한 회상점수로 사용했다.

광고태도, 브랜드태도, 광고회상 점수는 사후점수에서 사전점수를 뺀 값의 차이를 각각의 종속변인 측정치로 삼았다. 이렇게 프로그램 이전과 이후의 변화량을 분석하면 광고에 대한 평가와 회상에 무드가 어느 정도 작용하는지를 파악할 수 있어 유용하다.

실험은 사전에 홈페이지 커뮤니티의 신청자를 대상으로 TV 프로그램에 관한 연구라고 소개하고 공포물이 포함될 수 있음을 고지한 후, 이에 동의한 사람들을 대상으로 개별적인 실험일정을 정했다. 참여자가 도착하면 실험동의서를 받고 실험에 방해될 수 있는 두꺼운 옷이나 장신구를 제거한 후 실험실로 안내했다. 실험실은 약 26m² 규모의 실험실에 가능한 빛을 차단하고 대형 LED TV(LG-55LX9500, 139cm)를 설치하였으며, TV로부터 약 2.2m의 거리에 실험용 의자를 배치했다. 본 실험은 무드효과가 각성과 독립적임을 확인하기 위한 생리적 반응을 측정했다. 따라서 참여자가 실험 동안 생리적 반응을 측정하는 장치와 조작에 영향을 받지 않도록 참여자로부터 1m의 간격 뒤에 칸막이를 설치하여 노트북으로 측정 프로그램을 구동하였다. 측정 장비는 Laxtha사의 PolyG-1을 이용했으며, 심전도 채널을 통해 교감 신경계의 활성도(norm LF)를 각성의 지표로 삼았다. 측정에 앞서 모든 참여자들은 표 1과 같이 프로그램 전 광고를 시청하고 준비된 설문지에 먼저 응답하도록 했다. 응답이 끝나면, 실험보조원은 실험의 시작을 알리고 장치 부착에 대한 간략한 설명과 함께 생리적 측정을 위한 전극을 참여자의 양 손목에 부착했다(빨강은 오른팔, 노랑은 왼팔). 그리고 장치의 작동여부를 확인하기 위해 깨물기, 머리 흔들기, 손 움직이기, 숨 들이쉬기 등을 하게 한 후 컴퓨터에서 작동의 이상 유무를 확인했다. 장치가 정상적으로 작동하면, “이제 실험을 시작합니다. 처음 1분30초 동안 편안하게 호흡하면서 마음을 진정시키기 바랍니다.”를 지시하고 장치가 붙은 손목이나 몸을 크게 움직이지 않도록 당부한 후, 총 14분08초 분량의 프로그램과 광고를 연속하여 시청하게 했다. 이때 실험자와 보조원은 참여자가 실험 자극이외의 불필요한 움직임이 없는지를 조심스럽게 체크했다. 모든 실험구간에 대한 생리적 반응 지표는 Laxtha사의 프로그램인 TeleScan(ver. 2.99)을 이용하여 분석했다. 실험이 종료되면 참여자에게 부착한 장치를 제거하고 다른 실험실에서 준비된 설문을 작성하게 했다. 모든 실험을 마치면 설문의 응답누락을 확인하고 실험에 대한 사후 설명과 더불어 소정의 사례금을 지급하고 돌려보냈다. 개별 참여자의 실험 시간은 약 30~40분 정도였으며, 실험을 마칠 때까지 총 3주가 소요되었다.

1)예비검사에 사용된 유쾌영화: 맘마미아, 언터쳐블 1%의 우정, 미세스 다웃 파이어, 레드(RED), 락 오브 에이지, 박물관이 살아있다 2, 화이트칙스, 파퍼씨네 펭귄들, 예스맨, 세 얼간이(1차 선정 포함: 트루먼 쇼, 패밀리 맨, 빅, 마틸다, 시스터 엑트 2, 브루스 올 마이티, 경찰서를 털어라, 스쿨 오 브락, 로맨틱 홀리데이, 터미널, 경찰서를 털어라, 라스트 홀리데이, 맨인블랙 3, 클릭, 첫 키스만 50번째, 악마는 프라다를 입는다, 스윙 걸즈, 러브 액츄얼리, 금발이 너무해, 웜 바디스).  2)예비검사에 사용된 공포영화: 라스트 엑소시즘파트 2, 더 포세션, 더 컨저링, 마마, 인시디어스, 파라노말 엑티비티, 셔터, 주온, 1408, The Lite: 악마는 있다(1차 선정 포함: 렛 미 인, 링, 더 로드, 미러, 착신아리, 샴, 디 아더스, 할로윈, 첸저링, 샤이닝, 링, 미드나잇 매스, 킬 보드, 데몬스, 이블 데드, 나이트 메어, 언데드, 크로우, 크립쇼, 블레어 윗치).  3)예비검사에 사용된 22개의 광고: ORBIT ANGRY(식음료), PEPSI VENDING MACHINE(식음료), BUDWEISER WHASSUP CAMPAIGN(식음료), GOLD JOHN WEST BEAR(식음료), BUDWEISER COME HOME(식음료), FOX SPORTS NET BOAT(TV채널), TOYOTA CELICA DOG(자동차), HENKEL LOCTITE GOALKEEPER(생활용품), CLIMATE CHANGE BLOWING SMOKE(공익), TRANSPORT ACCIDENT COMMISSION RECONSTRUCTION(공익), TOYOTA LANDCRUISER SNAKEBITE(자동차), BESIP BELT(공익), DDWD DAD(공익), MINISTRY OF TRANSPORT SEAT BELT(공익), JEEP GRAND CHEROKEE SNOW COVERED(자동차), TOYOTA-KLUGER V MILLE(자동차), ADIDAS_MECHANICAL LEGS(운동화), TOYOTA KLUGER DRIVERS(자동차), ASICS ATTACK(운동화), HYUNDAI BIRTH(자동차), SONY PLAYSTATION BLOOD RAIN(게임기), NIKE BE THE LEGEND(운동화).

실험자극으로 사용된 영화가 프로그램 무드조건(유쾌/불쾌)에 따라 정서성에서 차이가 있는지를 본 실험에서 조작 체크한 결과, 유쾌한 무드 조건(평균=4.99)과 불쾌한 무드 조건(평균=1.71)의 정서성 평균은 큰 차이를 보였다(t=17.66, p<.01). 즉 프로그램에 의한 무드의 실험적 조작은 타당한 것으로 평가되었다.

또한 무드에 수반되는 각성은 무드효과에 혼재될 수 있기 때문에 프로그램 무드와 각성이 독립적인지를 확인해야 한다. 대부분의 연구들은 이를 독립적으로 다루지 않음으로써 무드효과에서 각성을 분리해내지 못했다고 지적된다(Sundar & Kalyanaraman, 2004). 따라서 본 연구는 무드 조건에 따라 각성의 변화를 파악하기 위해 기저선 측정치를 공변인, 프로그램 무드 조건을 독립변인, 실험구간별(음악, 영화, 광고세션) 생리적 각성 지표(norm LF)를 종속변인으로 하는 다중변량분석을 실시하였다. 그 결과 프로그램 무드에 따른 주효과는 있었을지라도(F=4.75, p<.05), 프로그램 무드 조건과 실험구간별 norm LF값의 상호작용은 통계적으로 유의미하지 않았다(Wilks’ Lambda=.968, F=.54, n.s., N=64). 이는 생리적 각성이 실험구간별로 무드 조건에 의해 영향을 받지 않는 것으로 프로그램 무드와 각성의 효과가 상호 독립적이라는 것을 말한다.4) 따라서 본 연구에서의 무드 조작은 성공적이며 대체로 무드효과를 각성과 독립적으로 해석할 수 있는 것으로 판단되었다.

본 연구의 주요 관심은 프로그램에서 유발된 무드가 광고의 감정모호성에 의존하여 광고태도(가설 1-1)와 브랜드태도(가설 1-2)에 영향을 줄 것인지를 검증하는 데 있다. 먼저 가설 1-1을 검증하기 위해 각 광고의 친숙성을 통제한 상태에서 프로그램 무드에 따른 광고의 감정 유인가별 광고태도에 대한 다중변량 분석을 실시하였다. 표 2는 프로그램 무드에 따른 평균과 표준편차를 나타내고, 표 3은 친숙성을 공변인으로 하고 광고의 감정 유인가를 집단 내 변인으로 한 변량분석 결과를 나타낸다.

[표 2.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고태도 변화에 대한 평균과 표준편차

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고태도 변화에 대한 평균과 표준편차

[표 3.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고태도 변화에 대한 다중변량분석

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고태도 변화에 대한 다중변량분석

표 3에서 보듯이, 프로그램 전후 광고에 대한 무드에 따른 광고태도는 모든 광고의 감정유인가에서 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 이는 광고태도에 대한 프로그램의 무드효과가 광고의 감정 유인가에 의존하지 않는다는 것을 의미한다. 따라서 가설 1-1은 기각되었다.

가설 1-2는 프로그램 무드에 따른 브랜드태도가 광고의 감정모호성에 의존할 것으로 예측한 것이다. 이에 대한 분석결과는 표 4 및 표 5와 같다.

[표 4.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 브랜드태도 변화에 대한 평균과 표준편차

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 브랜드태도 변화에 대한 평균과 표준편차

[표 5.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 브랜드태도 변화에 대한 다중변량분석

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 브랜드태도 변화에 대한 다중변량분석

표 5에서와 같이 프로그램 전후 광고에 대한 무드에 따른 브랜드태도를 분석한 결과, 프로그램 무드와 광고의 감정 유인가의 유의미한 상호작용이 나타났다(F=4.06, p<.05). 상호작용효과에 대한 집단 내 비교(광고의 감정유인가의 contrast) 결과는 감정모호성 광고가 유쾌소구 및 불쾌소구 광고와 유의미한 차이가 있음을 보여준다(모두 p<.05). 표 4의 평균을 보면, 프로그램(영화클립)에서 유쾌한 무드가 유발된 참여자들은 프로그램을 시청한 후에 불쾌소구 광고(프로그램 전후의 평균차이=.36)와 감정모호성 광고(평균차이=.36)를 유쾌소구 광고(평균차이=-.01)보다 다소 긍정적으로 평가했다. 반면 불쾌한 무드 조건의 참여자들은 불쾌소구 광고(평균차이=.04)와 유쾌소구 광고(평균차이=-.08)보다 모호한 감정의 광고(평균차이=.75)에 대해 높은 브랜드 평가를 보였다(평균차이가 크다는 것은 프로그램시청 이전보다 이후에 태도가 긍정적으로 유지됨을 의미). 이는 가설 1-2의 예측과 같이, 부정적 무드를 경험한 사람들이 긍정적 무드의 사람들보다 감정적으로 모호한 광고의 브랜드를 더 긍정적으로 평가한 반면, 다른 감정 유인가의 광고에 대해서는 상대적으로 낮은(혹은 유쾌한 무드와 차이를 보이지 않는)평가를 한 것으로 해석된다. 그러나 긍정적무드를 경험한 사람들은 유쾌한 광고를 다른 감정 유인가의 광고에 비해 더 긍정적으로 평가하지는 않았다(이유에 대해서는 논의를 참고). 이는 가설 1-2의 예측과 일부 다른 결과이므로 가설 1-2는 부분적으로 지지되었다. 한편 광고의 감정 유인가와 프로그램 무드의 주효과는 유의미하지 않았다(각각 F=1.47; F=.05, 모두 n.s.).

가설 2에서는 긍정적 무드에 따른 광고회상은 광고의 감정 유인가에 의존하지 않지만, 부정적 무드는 모호한 광고에서 상대적으로 높은 회상을 보일 것으로 예측했다(긍정적 무드는 인지적 처리가 포함되지 않은 휴리스틱에 의존하지만, 부정적 무드는 부적 상태의 개선을 위한 체계적 처리에 의존함). 표 6은 프로그램 무드에 따른 광고회상의 평균과 표준편차를 나타내고, 표 7은 프로그램 전후 각각의 광고에 대한 회상점수를 변량분석한 결과다.

[표 6.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고회상에 대한 평균과 표준편차

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고회상에 대한 평균과 표준편차

[표 7.] 프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고회상에 대한 변량분석

프로그램 무드에 따른 프로그램 전후 광고의 광고회상에 대한 변량분석

표 7에 나타난 바와 같이, 프로그램 전후 광고에 대한 회상점수의 차이에 있어 무드효과는 유쾌소구 광고에서 통계적으로 유의미한 차이를 보였지만(F=4.02, p<.05), 불쾌소구 광고와 감정모호성 광고에서는 유의미하지 않았다(각각 F=.16; F=.07, 모두 n.s.). 표 6의 평균을 비교해 보면, 유쾌한 무드에 있는 참여자들은 프로그램을 시청 후 유쾌소구 광고에 대한 기억이 향상된 반면, 불쾌한 무드 조건의 참여자들의 기억 향상이 상대적으로 낮은 수준이었다(각각의 평균=.33 vs. 평균=.10). 한편 유쾌한 무드의 참여자들이 불쾌한 무드의 참여자들보다 불쾌소구 광고의 회상을 약간 더 잘하는 것으로 나타났지만 큰 차이는 아니었다.(각각의 평균 유쾌무드=.23; 불쾌무드=.18). 감정모호성 광고의 경우는 무드 조건에 따라 광고회상의 평균차이가 미미한 수준이었다(각각 유쾌무드=.17, 불쾌무드=.14). 비록 긍정적 무드에 있는 사람들이 상대적으로 긍정적 감정 유인가의 광고를 유의미하게 잘 기억하는 것으로 나타났지만 가설의 예측과는 다르므로 가설 2는 기각되었다.

본 연구에서는 프로그램 무드의 효과를 중간광고에서 확인하기 위해서 연구문제 1과 연구문제 2를 설정하였다. 아직까지 많은 연구가 진행된 분야가 아니므로 프로그램 무드(긍정/부정)에 따라 중간광고의 효과가 어떻게 달라지고(연구문제 1), 만일 중간광고에 시간고지가 포함된다면 무드효과에 어떻게 영향을 주는지(연구문제 2)를 알아보고자 했다. 이를 위해 프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 중간광고에 대한 광고태도, 브랜드태도, 광고회상을 변량분석하였다. 표 8은 프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 광고효과의 통계치이고 표 9는 변량분석의 결과를 나타낸다.

[표 8.] 프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 중간광고의 효과(광고태도, 브랜드태도, 광고회상)에 대한 평균과 표준편차

프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 중간광고의 효과(광고태도, 브랜드태도, 광고회상)에 대한 평균과 표준편차

[표 9.] 프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 중간광고의 효과(광고태도, 브랜드태도, 광고회상)에 대한 변량분석

프로그램 무드와 중간광고 시간고지 유무에 따른 중간광고의 효과(광고태도, 브랜드태도, 광고회상)에 대한 변량분석

표 9에 나타난 바와 같이, 중간광고에 대한 프로그램 무드의 효과는 광고태도와 광고회상에서 나타나지 않았으나(각각 F=2.29; F=1.96, 모두 n.s.), 브랜드태도에 대해서는 다소 약한 효과가 발견되었다(F=3.87, p<.06). 표 8의 평균을 비교해 보면, 불쾌한 무드 조건의 참여자들(평균=4.91)이 유쾌한 무드 조건의 참여자들(평균=4.39)보다 중간광고의 브랜드를 약간 더 긍정적으로 평가했다. 이는 프로그램 전후 광고에 대해 불쾌한 무드 조건의 참여자들이 특히 모호한 감정의 광고에 대해 긍정적으로 브랜드를 평가를 한 것과 유사한 결과다. 한편 시간고지의 효과는 광고태도와 브랜드태도에 있어서는 발견되지 않았고(각각 F=.03; F=.91, 모두 n.s.), 광고회상에서 제한적으로 유의미하였다(F=3.33, p<.08). 구체적으로 중간광고만 제시된 조건(평균=.55)의 참여자들이 중간광고에 시간고지를 포함한 조건(평균=.43)의 참여자들보다 약간 더 높은 기억수행을 보였다. 모든 종속측정치에서 프로그램 무드와 시간고지 유무에 따른 상호작용효과는 발견되지 않았다(모두 n.s.). 따라서 프로그램 무드의 효과는 중간광고의 브랜드태도에 부분적으로 영향을 주고, 광고의 종료시간을 알리는 시간고지는 고지가 없는 경우에 비해 중간광고의 회상을 방해하는 것으로 보인다.

4)평균을 비교해 볼 때, 유쾌 무드 조건의 norm LF값은 각각 음악세션 47.34, 영화세션 62.15, 광고세션 57.28이었고, 불쾌 무드 조건은 음악세션 55.12, 영화세션 65.55, 광고세션 63.30이었다. 프로그램 무드 조건만을 비교할 때, 불쾌 무드 조건(평균=61.69)은 유쾌 무드 조건(평균=55.60)에 비해 교감신경계 활성도(각성상태)가 높았다. 또한 통계적 차이는 아니지만 불쾌 무드 조건에서 각성의 변화가 음악-영화세션에서 다소 크다는 것을 알 수 있고, 그러한 각성수준은 유쾌 무드조건보다 광고세션에서 상대적으로 서서히 낮아짐을 알 수 있다. 이는 불쾌한 무드에서의 흥분상태가 광고를 시청하는 동안에도 유지 혹은 전이될 수 있음(e.g., Shapiro et al., 2002; Sunder & Kalyanaraman, 2004)을 함축한다. 다만 본 실험에서 장비의 민감성으로 인해 정확하게 해석할 수 있는 표본(N=64)만을 분석했다는 점에서 대략적인 경향성으로 이해하는 것이 바람직하다.

본 연구는 광고효과에 대한 프로그램 무드의 유인가(긍정/부정)와 광고의 감정모호성의 상호작용을 밝히고, 그에 따른 휴리스틱 기제의 작용을 알아보고자 하였다. 본 연구는 프로그램 맥락의 무드와 광고의 감정적 유인가에 따른 무드 일치 효과가 긍정적 무드에서는 휴리스틱 처리에 의존하지만(예, 긍정무드-긍정광고), 부정적 무드의 경우는 문제해결에 대한 동기에 의해 체계적 처리와 휴리스틱 처리가 동시에 작용할 것으로 가정했다. 이를 위해 프로그램 맥락의 무드와 광고의 감정 유인가의 상호작용을 확인하는 가설검증을 수행했다.

그 결과 광고태도에 대한 프로그램 무드와 광고(프로그램 전후)의 감정적 유인가의 상호작용은 나타나지 않았지만(가설 1-1), 브랜드태도에 대한 유의미한 상호작용효과를 발견하였다(가설 1-2). 또한 광고회상에서는 가설 2를 지지하는 방향은 아니었지만 유쾌한 감정소구의 광고에서 긍정적 무드 조건의 사람들이 부정적 무드 조건의 사람들보다 더 기억수행을 잘하는 것으로 나타났다. 연구문제로 설정한 중간광고의 효과에 있어서는 브랜드태도에 대한 프로그램 무드의 효과와 광고회상에 대한 중간광고 시간고지 유무에 따른 효과가 제한적으로 유의미하였다. 이러한 결과를 바탕으로 본 연구결과를 구체적으로 논의해 보면 다음과 같다.

먼저 본 연구결과는 광고효과에 작용하는 무드의 기제를 모두 밝히지는 못했다. 그러나 부정적 무드가 광고의 감정모호성과 상호작용하여 브랜드에 대한 평가에 영향을 주는 것을 발견했다(표 4). 이는 그 기제는 휴리스틱과 체계적 처리의 상호작용 혹은 휴리스틱 처리에 의한 체계적 처리의 편향(HSM의 편향가설, Chaiken, 1980, 1987)으로 설명될 수 있음을 함축한다. 즉 불쾌한 무드는 그 상태의 해소가 필요한 문제 상황으로 처리동기를 고무시키고 체계적 처리를 촉진하지만 동시에 주변단서(무드)에 의해 영향을 받는다. 이때 불쾌한 무드가 모호한 대상을 만나면 무드는 휴리스틱 단서로 작용하여 체계적 처리를 편향시킬 수 있을 것으로 본다. 말하자면 부정적 무드는 처리에 대한 동기를 높이지만 감정적으로 명백한 평가대상(불쾌소구/유쾌소구 광고)보다는 감정적으로 모호한 자극대상(감정모호성 광고)에 대한 체계적 처리에서 무드 개선을 위한 단서로 휴리스틱을 사용할 수 있으며, 그에 따라 상대적으로 긍정적으로 평가가 편향될 수 있음을 추론해 본다. 그러나 긍정적 무드는 문제해결을 위한 처리동기가 작동하지 않기 때문에 감정모호성 광고에 대해 부정적 무드와 같은 방식으로 평가가 이루어지지 않는 것으로 보인다. 즉 본 연구결과에서 보듯이(표 5), 긍정적 무드 상태에 있는 참여자들은 광고의 감정 유인가에 따라 브랜드태도에 차이를 보이지 않았다. 이는 무드의 작용이 유인가(긍정/부정)에 따라 다르다는 편향가설(Bohner et al., 1994; Chaiken & Maheswaran, 1994)을 지지하며, 무드효과가 유인가(긍정/부정)에 따라 비대칭적이라는 Herr 등(2012)의 최근 연구와 맥락을 같이 한다. 그러나 본 연구결과는 휴리스틱 기제가 긍정적 무드에서만 작동한다는 전통적인 무드 일치의 관점(e.g., Clore et al., 1994; Schwarz & Bless, 1991)과는 차이를 보인다.

하지만 본 연구결과에서 긍정적 무드의 일치효과(즉 유쾌 무드-유쾌 광고에서 높은 평가)가 나타나지 않은 것에 대한 신중한 논의가 필요하다. 사실 이러한 결과는 선행 연구의 맥락에서 긍정적 무드의 명확한 기제를 밝히는 것이 여전한 과제임을 의미한다. 오히려 긍정적 무드가 더 체계적인 처리를 유발하거나 더 포괄적인 문제해결에 몰두한다는 주장(Isen, 2004; Erez & Isen, 2002; Fredrickson, 2001)도 있음을 감안하면, 현재의 이론적 맥락과는 다른 관점의 접근이 필요할 것으로 보인다. 이와 관련하여, Mitchell과 Phillips(2007)는 신경생리학적 관점에서 뇌의 도파민 수준의 변화가 긍정적 무드의 과제수행과 관련됨을 전제(부정적 무드는 세라토닌과 관련됨)하고 긍정적 무드에 있는 사람들이 인지 활동이 많은 과제, 즉 주의를 요구하지 않는 과제보다는 긍정적 무드 상태를 유지하거나 촉진하는 과제를 더 잘 수행한다는 것을 밝혔다. 그렇다면 긍정적 무드는 특별한 주의를 요구하지 않는(혹은 무드효과 모형의 용어로 낮은 수준의 처리동기를 유지하는) 긍정적 광고보다는 주의를 요구하는 다른 감정의 광고를 더 긍정적으로 처리하는 것일까? 이러한 가정이 사실이라면, 본 연구결과(표 4와 표 5)는 부정적 무드에서 뿐만 아니라 긍정적 무드에서도 체계적 처리가 휴리스틱에 의해 편향될 수 있음을 보여준다. 즉 유쾌한 무드 조건의 참여자들은 유쾌소구의 광고보다 불쾌소구와 감정모호성 광고를 더 긍정적으로 처리했고, 불쾌한 무드조건의 참여자들은 앞서 설명한 바와 같이 감정적으로 모호한 광고를 긍정적으로 처리했다. 하지만 이러한 해석에 앞서 평가적 태도에 대한 긍정적 무드의 기제가 인지적 과제수행과 어떻게 관련되는지를 밝히는 연구가 필요할 것이다.

또 다른 의문은 본 연구결과에서 광고태도와 달리 브랜드태도에서만 부정적 무드의 이중처리(휴리스틱과 체계적 처리)가 나타나는 이유에 관한 것이다. 이러한 의문은 본 연구의 실험적 특성에 따른 생태학적 오류의 가능성도 있지만 광고와 브랜드에 대한 처리의 본질이 서로 다르다는 것을 상정할 수 있다. 말하자면 광고는 소비자들에게 늘 새로운 자극일 수 있지만 브랜드는 친숙한 자극이다(본 연구에 사용된 광고는 참여자들에 매우 새로운 것이지만 브랜드는 친숙한 것이다). 어떤 대상에 대한 평가는 내현적 체계(혹은 기억 속의 정서적 경험)와의 연합에 의해 작동하고 그러한 내현적 체계는 상대적으로 작동(단기) 기억의 자원에 의존하지 않는다(Zeithamova & Maddox, 2006). 다시 말해 작동기억에 머물고 있는 광고보다는 정서적 경험에 기초한 브랜드의 처리가 참여자들에게 훨씬 쉬웠을 것이다. 그에 따라 참여자들은 모호한 광고자극을 접하여 맥락적 정서경험(무드)에 의존함으로써 브랜드를 더 쉽게 범주화하고 처리의 효율성을 증가시켰을 가능성이 높다는 것을 함축한다(e.g., Du Plessis, 2012; Martin, 2003). 결국 무드가 휴리스틱의 단서가 된다면 익숙하지 않은 광고에 대한 처리보다는 정서적 경험을 가진 브랜드에 대한 처리에 더 몰두했을 것이라는 추론이 가능하다. 아마도 태도가 인지적 평가보다는 감정적 평가에 의존한다는 점에서 그 개연성은 더욱 높다. 따라서 본 연구결과는 단기기억에 의존하는 광고와는 달리, 정서적 경험에 기초하는 브랜드에 대한 평가가 무드의 휴리스틱 처리와 관련된다고 제안한다.

본 연구는 정서와 인지의 상호작용을 가정하는 HSM의 관점을 수용하지만, 무드의 유인가(긍정/부정)에 따라 휴리스틱과 체계적 처리의 사용비율이 달라진다고 본다. 긍정적 무드에서는 휴리스틱 처리가 높은 비중을 차지하는 반면, 부정적 무드에서는 체계적 처리가 높은 비중을 차지할 것이다. 그 저울추가 어디로 기울지는 소비자의 처리동기, 인지적 자원의 양, 무드와 평가대상의 관련성, 관여 등에 의존하지만 본 연구는 특히 평가대상의 감정적 모호성이 저울의 기울기를 결정하는 핵심적인 요인임을 강조한다.

본 연구에서 광고회상에 대한 결과는 인지적 처리가 작용할 때 긍정적 무드의 일치성 효과가 나타날 수 있음을 반증한다(표 7). 이러한 결과는 Herr 등(2012)의 주장과 같은 맥락에서 긍정적 무드를 “행복감 그러나 생각없음”(p.833)으로 규정하는 긍정적 무드의 휴리스틱 처리론(e.g., Schwarz & Bless, 1991)에 대한 반박으로 해석할 수 있다. 전반적으로 본 결과는 유쾌 무드의 조건에서 광고에 대한 회상이 높다는 것을 보여주는데, 특히 유쾌한 무드 조건의 참여자들이 유쾌한 광고에 대한 기억을 가장 잘 회상하는 것으로 나타났다. 이는 긍정적 무드가 인지적 용량을 감소시키거나 체계적 처리의 동기를 소멸시키는 것이 아니라는 주장(Isen, 2001; Herr et al., 2012)과도 일치한다. 본 연구의 맥락에서 볼 때, 부정적 무드와 같이 긍정적 무드 또한 휴리스틱과 체계적 처리의 상호작용에 따라 인지적 수행에 영향을 준다고 해석된다. 한편으로 Herr 등(2012)이 말했듯이, “긍정적 무드는 활동적이고 행복감은 소비자를 효율적인 의사결정자로 만든다.”(p.841)는 긍정심리학 관점의 주장이 설득력이 있는 주장처럼 보인다.

마지막으로 본 연구에서 중간광고에 대한 효과는 크게 두 가지의 결과를 확인했다. 먼저 중간광고에 대한 브랜드태도는 프로그램 무드에 의해 영향을 받는데, 특히 불쾌한 무드 상태에 있는 참여자들이 중간광고만 있을 때보다 중간광고에 시간고지가 포함될 때 브랜드를 약간 더 긍정적으로 평가하는 경향이 있었다(표 8과 표 9). 아마도 불쾌한 무드의 참여자들은 어느 정도의 각성상태에서 중간광고의 시간고지를 통해 공포자극에 대한 준비성을 가질 수 있었을 것으로 판단된다. 본 연구는 프로그램 전후 광고와 같이 무드가 중간광고의 브랜드 평가에도 영향을 준다는 것을 확인했다. 실무적 관점에서 공포영화나 부정적 무드의 프로그램이 방영된다면, 프로그램 후 광고는 명백한 감정을 유발하기 보다는 모호한 감정을 통해 소구하는 것이 더 브랜드태도의 향상에 도움을 될 것이고, 만일 영화나 프로그램 중간에 게재되는 광고라면 시간고지를 통해 부적 무드 상태의 완화 혹은 공포자극에 대한 준비성을 높여줌으로써 중간광고의 효과를 기대할 수 있을 것이다.

또한 중간광고에 대한 회상은 중간광고의 시간고지 유무에 따라 제한적으로 영향을 받았는데, 특히 유쾌한 무드 조건에 있는 참여자들이 상대적으로 중간광고만 있는 조건에서 높은 광고회상을 보였다(표 8과 표 9). 이러한 결과는 프로그램 관여가 광고회상을 높인다는 연구들(e.g., Moorman et al., 2012; 홍종필, 이영아, 2010)과 유사한 결과로 해석된다. 중간광고만 있는 조건에서 시간고지를 함께 한 조건보다 왜 더 많은 회상을 했는지는 비교 근거가 없지만, 국내에서 광고제시 시간을 포함한 반복광고의 효과를 연구한 김은희와 유승엽(2011)의 연구결과와 유사하다. 본 연구맥락에서 볼 때, 아마도 긍정적 무드로 인해 처리의 효율성이 높아진 상태에 있는 참여자들에게 중간광고의 시간고지는 처리의 효율성을 저하시키는 요인으로 작용했을 가능성도 배제할 수 없다. 즉 고지시간에 대한 주의는 광고내용에 대한 주의를 분산시키기에 충분한 요소가 될 수 있기 때문이다. 따라서 중간광고의 시간고지가 실무적으로 광고재핑(ad zapping)을 방지하는 수단이 될지라도 시간고지의 기억효과는 다소 의문이다. 아마도 실무자들은 중간광고만 제시하는 상황과 시간고지를 함께 제시하는 상황을 분리하여 매체를 운영하는 것이 한 대안이 될 것이다. 나아가 중간광고의 기억효과에 작용하는 무드의 기제에 대해서는 더 많은 추후 연구를 기대한다.

본 연구는 무드효과를 설명하는 경험적 연구들이 혼재한 가운데, 무드 유인가에 따른 모든 작용 기제를 설명할 수는 없었지만 부정적 무드에서의 광고 감정모호성의 역할을 밝힘으로써 휴리스틱과 체계적 처리의 상호작용에 대한 이해를 높였다는 점에 의의를 둔다. 특히 기존의 연구와 달리, 본 연구는 긍정적 무드와 부정적 무드 모두에서 휴리스틱과 체계적 처리가 동시에 작용할 수 있음을 제안한다. 본 연구는 국내에서 무드효과로서 감정모호성을 다룬 연구와 비교될 수 있다. 예컨대 양병화(2007)의 연구에서는 부정 및 모호성 조건만을 감정 유인가로 평가하고 각성과 무드를 분리하지 않았지만, 본 연구는 긍정, 부정, 모호성의 세 조건 모두를 고려하고 각성을 무드와 독립적으로 다루었다는 점, 그리고 무드가 작용하는 기제와 무드 유인가의 비대칭성을 확인했다는 점에서 기존 연구가 접근하지 못한 새로운 발견과 통찰을 제공할 것으로 본다.

그럼에도 불구하고 본 연구는 몇 가지 제한점을 갖는다. 첫째, 본 연구는 실험연구로서 무드효과가 어떻게 작동하는지를 설명하는 기제에 관심을 두었다. 그러나 실험연구의 한계인 생태학적 타당성이 본 연구결과를 해석하는데 제약을 준다. 예컨대 중간광고에 작용하는 무드효과는 실제 케이블과 같은 TV 맥락에서 접근하는 것이 보다 활용도가 높은 결과를 제공할 것이다. 이와 관련하여, 본 연구의 결과에서 중간광고의 기억효과를 프로그램 전후 광고와 비교하지 못했다는 것도 실무적 함의를 제약하는 요인으로 볼 것이다. 둘째, 본 실험에서는 많은 참여자를 표본으로 하고 생리적 측정을 위한 절차로 긴 시간이 필요했기 때문에 실제 무드조작을 위한 프로그램 시간을 10분 정도로 한정하였다. 물론 무드의 조작을 통해 충분한 무드가 유발되었다는 것을 확신하지만, 무드의 잔여효과(유발된 무드의 광고로의 전이)가 작용하기에 부족한 시간길이일 수 있다. 아마도 본 연구에서 평균값들은 실험변인 간 차이를 보여주는 개연성이 있을지라도 효과의 크기가 상대적으로 작다는 것이 그에 기인한다고 지적될 수도 있다. 따라서 추후 연구에서 무드 조건의 충분한 시간길이를 고려한다면 보다 명확하고 흥미로운 결과를 제공할 것으로 기대한다. 셋째, 본 연구는 자기보고식 각성이 의식에 의해 영향을 받는다는 점(Sundar & Kalyanaraman, 2004)에서 순수한 지표로 생리적 각성을 측정했다. 그러나 장비의 민감한 특성으로 인해 여러 지표를 동시에 활용하는 데 한계가 있었음을 인정한다. 전문가의 도움으로 일부 안정적인 측정치를 사용할 수 있었지만, 장비 특성에 따라 측정하고자 하는 지표들이 미세한 노이즈와 실제 반응을 분리할 수 없는 경우가 종종 발생한다는 것을 염두에 둘 필요가 있다. 그러한 이유로 생리적 반응의 중요성에도 불구하고 생리적 지표의 사용이 광고효과 연구에서 보편화되기에 좀 더 장비와 기술력의 발전이 요구되는 것은 아닌지 생각해 본다.