심리학자들은 인간행동에 관여하는 주요 요인으로 인지와 감정에 주목하였고, 인지-감정관계는 크게 두 가지 관점으로 구분할 수 있다. 첫 번째 관점은 인지-감정이론(cognitive theory of emotion)이다. 인지를 더 중요한 요인으로 보아서 감정반응은 인지반응이 전제되어 나타나고, 감정반응은 일어날 수도 일어나지 않을 수도 있다는 것이다(Lazarus, 1984). 두 번째 관점은 감정-인지이론(the emotion-cognitive theory)으로, 감정을 더 중요한 요인으로 보고 감정반응은 인지반응과 관계없이 독립적으로 나타날 수 있다는 것이다(Zajonc, 1980). 어떤 이론이 더 적합한가를 검증하는 연구는 계속 진행되었으나 일관된 결과를 도출하고 있지는 않다(Chebat & Michon, 2003; Park & Lee, 2009). 예를 들어, 쇼핑몰 내 향기 효과에 관한 Chebat and Michon(2003)의 연구에서는 인지-감정 이론이 더 적절하였고, 매장 VMD 적합성에 관한 Park and Lee(2009)의 연구에서는 감정-인지 이론에 근거한 모델이 더 적합한 것으로 평가되었다. 따라서 본 연구에서는 통합적인 입장에서 두 가지 관점을 융합하여 인지적 반응이 감정적 반응의 선행요인이며 동시에 감정반응이 독립적으로 유발될 수 있다고 가정하였고, 인지반응이 매장 내 환경적 특성과 감정반응 사이에서 매개 역할을 한다고 제안하였다.

다수의 선행연구에서 매장환경의 물리적 자극이 소비자의 인지반응(Baker et al., 1994; Kumar & Kim, 2014)과 감정반응(Chang et al., 2011; Kim & Huo, 2011; Lee et al., 2011; Sherman et al., 1997)에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 인지반응은 감정반응을 유발하는 선행요인으로도 인식되고 있다(Jang & Namkung, 2009; Kumar & Kim, 2014). 향기, 조명, 상품구색, 디스플레이, 판매원으로 구성한 점포환경에서 고객은 점포환경을 종합적으로 받아들인다는 Kim et al.(2015)의 연구와 같이 고객의 인식은 긍정적 감정 형성에 유의한 영향을 미쳤다. 하지만 점포환경이 고객의 감정에 직접적으로 영향을 미치지 않은 것으로 나타났다. Chebat and Michon(2003)은 쇼핑몰 내 향기 실험을 통해 고객의 쇼핑몰 및 상품에 대한 인지가 향기와 고객의 감정적 관계를 매개한다는 것을 밝혔다. 판매원-매장이미지-쇼핑감정 관계를 직접적으로 규명한 선행연구는 전무하지만 관련된 선행연구의 결과를 종합하여 고찰한 결과, 패션매장에 방문한 고객 역시 물리적 자극 중 사회적 요소인 판매원을 보거나 대화하면서 매장에 대한 이미지를 형성하고 그 평가를 통해 궁극적으로 쇼핑감정이 결정될 것으로 가정하였다.

선행연구를 토대로 설정된 가설은 다음과 같다.

H_1a. 판매원의 공감능력은 매장이미지에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_1b. 판매원의 이용가능성은 매장이미지에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_1c. 판매원의 전문가적 외모는 매장이미지에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_2a. 판매원의 공감능력은 쇼핑감정에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_2b. 판매원의 이용가능성은 쇼핑감정에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_2c. 판매원의 전문가적 외모는 쇼핑감정에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H₃. 매장이미지는 쇼핑감정에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H₄. 쇼핑감정은 구매의도에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H_5a. 매장이미지는 판매원의 공감능력과 쇼핑감정을 매개할 것이다.

H_5b. 매장이미지는 판매원의 이용가능성과 쇼핑감정을 매개할 것이다.

H_5c. 매장이미지는 판매원의 전문가적 외모와 쇼핑감정을 매개할 것이다.

실증적 분석을 위해 온라인 설문지를 개발하였다. 설문지는 판매원의 특성(공감, 이용성, 전문적 외모), 쇼핑감정(즐거움, 각성, 통제), 매장이미지, 구매의도, 인구통계학적 특성에 대한 문항으로 구성되었다. 선행연구에서 사용된 문항들을 채택하여 본 연구의 목적에 맞게 수정·보완하였다. 각 문항은 5점 리커드 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 측정하였다.

구체적으로 ‘판매원 공감’과 ‘전문가적 외모’는 Lee et al.(2011)에서 채택한 문항을 토대로 각 4문항으로 구성하였다. 판매원의 이용가능성과 매장이미지에 대한 측정문항은 Baker et al.(1994)와 Sharma and Stafford(2000)연구를 참고하여 각각 3문항, 4문항으로 측정하였다. 소비감정의 1차적 개념인 ‘즐거움(4문항)’, ‘각성(3문항)’, ‘통제(4문항)’를 Babin and Darden(1995)의 연구에서 채택하였다. 구매의도는 Das(2014)에서 사용한 2문항으로 구성하였다. 각각의 구체적인 문항은 Table 2에 제시하였다.

국내 대학의 한 수업에서 14명 대학생을 선정 후 온라인 설문링크를 친구, 가족, 지인 등에게 전달하는 편의추출법을 활용하였다. 2016년 5월 4일부터 4일간 실시한 온라인 설문을 통해 542부의 설문지를 수집하였다. 우선 불성실하게 응답한 설문지를 제외하였다. 시간이 오래 지난 쇼핑경험은 기억의 왜곡 가능성이 높기 때문에 최근 일주일 이내에 패션매장 방문 경험이 있다고 응답한 설문지(n=220)만을 선별하여 최종 분석자료로 사용하였다. 수집된 자료는 SPSS 14.0을 이용하여 빈도분석, 요인분석, 신뢰도 분석을 실시하였다. 확인적 요인분석과 가설 검증을 위해 SmartPLS3을 이용하여 PLS-SEM 모델 분석을 실시하였다. G*Power를 이용하여 통계적 검정력(power)을 확인하였다.

본 연구에 이용된 표본의 인구통계적 특성을 살펴보면, 성별의 경우 남성 21.5%, 여성 78.5%로 구성되었다. 연령은 만 18~55세로 분포되었으며 평균연령은 26세였다. 응답자의 거주지역은 서울 및 경기도 36.1%, 경상도 42.8%, 기타 지역(강원도, 충청도, 전라도, 제주도) 21.1%로 나타났다. 월평균 가계 총 소득은 100만원 미만 9.3%, 100~300만원 미만이 23.3%, 300~500만원 32.1%, 500만원 이상 35.2%로 나타났다. 패션제품을 구매하는데 지출하는 연평균 비용은 50만원 미만(49.3%)이 가장 높았으며, 50~100만원 미만이 20.5%, 100~200만원 미만이 16.6%, 200만원 이상이 13.7%로 나타났다.

선행연구를 바탕으로 선정된 측정항목의 타당성을 확인하기 위해 SPSS의 주성분 분석(principal component analysis)과 Varimax 방식을 이용하여 각 구성개념(판매원 특성, 감정)에 대한 요인분석을 각각 실시하였다. 요인부하량(factor loading)이 0.7 이하인 문항과 Cross-loadings된 3문항을 제외 후 판매원의 특성은 3개 요인(공감, 전문가적 외모, 이용가능성)으로 추출되었으며, 전체변량의 78.51%를 설명하는 것으로 나타났다. 판매원의 특성차원에 대하여 실시한 요인분석과 동일한 기준을 감정차원 요인분석에 적용하여 4문항(즐거움 1문항, 각성 1문항, 통제 2문항)을 제거하였다. 추출된 세 요인(감정, 각성, 통제)이 전체변량의 84.53% 설명하는 것으로 확인되었다. 추출된 여섯 요인(공감, 전문가적 외모, 이용가능성, 즐거움, 각성, 통제)과 단일요인(매장이미지, 구매의도)의 신뢰도가 각각 평가되었으며, 추출된 Cronbach’s alpha가 .74~.89로 각 요인의 신뢰도는 충분하였다.

우선 1차적 감정요인(즐거움, 각성, 통제)을 포함한 확인적 요인 분석을 실시하였다. 집중타당도(convergent validity)는 요인적재값(outer loading)과 평균분산추출값(AVE: averaged variance extracted)으로 평가되었다. 요인적재값 기준치 0.7과 AVE 기준치 0.5 이상을 확보함으로써 집중타당도가 확보되었다. 판별타당도(discriminant validity)는 Fornell과 Larcker값과 Heterotrait-Monotrait Ratio(HTMT)결과로 평가되었다. Table 3에 제시된 것처럼 추출된 각 요인의 AVE 제곱근 값이 다른 요인간 상관관계 값보다 컸으며, 각 요인은 HTMT기준 값 .85 이하 값을 획득하여 판별타당도는 높은 것으로 평가되었다. 측정모형의 신뢰도는 Cronbach’s alpha값과 복합신뢰도(CR: composite reliability)값으로 검증되었으며, 추출된 요인 모두 기준치 0.7 이상으로 나타나 충분한 내적 일관성이 확보되었다.

1차적 확인적 요인분석 시 생성된 즐거움, 각성, 통제의 잠재변수점수(latent variable score)를 원 데이터 셋에 추가한 후 2차적 확인적 요인분석을 실시하였다. 1차적 확인적 요인분석에서 적용된 동일한 기준으로 평가되었으므로 집중타당도, 판별타당도, 신뢰도 모두 기준치를 충족함으로써 측정모형이 잘 설립되었다고 평가되었다. Table 4에 요인적재값, AVE, CR, Cronbach’s alpha을 제시하였다.

구조모형을 검증하기 전에 다중공산성(multi collinearity)문제가 VIF(variance inflation factor)지수로 진단되었다. 각 경로 간 VIF값을 확인한 결과 1.48~2.28로 추출되어 다중공산성문제는 없는 것으로 확인되었다. PLS 구조모형의 예측적합도는 R²값과 Q²값으로 평가되었다. R²값은 구조모델의 예측의 정확성을 나타내는 내생변수(endogenous variable)의 실제 값과 예측된 값 사이의 상관관계의 제곱으로 계산되며(Hair et al., 2017), Cohen(1988)의 기준[상(0.26 이상), 중(0.13 이상~0.26 미만), 하(0.02 이상~0.13 미만)]에 따라 평가되었다. Q²값은 누락거리에 의한 blindfolding절차에 의해 추출되며, 각 내생변수의 값이 0 이상이면 예측적합성이 있는 것으로 간주한다(Hair et al., 2017). 각 내생변수의 R²값[R²_{점포이미지}= .480, R²_감정=.388 R²_구매의도= .362]은 높은 예측 모델로 평가되는 기준치 .26 이상으로 나타났으며, Q²값[Q²_{점포이미지}= .335, Q²_감정= .230, Q²_구매의도= .302] 역시 기준치 0 이상으로 나타나 예측관련성이 높음을 확인하였다. 추가적으로 모델을 예측하기 위한 샘플 수가 적당한지를 알아보기 위해 G*Power 프로그램을 이용하였다. 본 연구모형에서 가장 많은 예측변수를 가지는 쇼핑감정을 중심으로 유의수준 .05, 효과크기(effect size) f² 값 .64, 예측변수 4를 투입한 결과 100% 검정력을 확보하기 위해 필요한 최소 샘플 수는 80으로 확인되었다. 220개 샘플을 사용한 본 연구모형은 충분한 검정력(power)을 확보했다고 판단하였다.

경로계수의 유의성 검증에 대한 t값과 p값은 5000회 재샘플링의 부스트래핑(Bootstrapping)을 이용하여 추출되었다. 각 경로를 검증한 결과는 Table 5와 Fig. 2에 제시되었다. 우선, H₁ 판매원의 특성(a. 공감력, b. 이용가능성, c. 전문가적 외모)과 매장이미지의 관계를 검증하였다. 판매원의 이용가능성(β=.512, t=6.084, p<.001)과 전문가적 외모(β=.229, t=3.187, p<.001)는 매장이미지에 각각 긍정적인 효과가 있었다. 판매원의 공감력은 매장이미지와 관련이 없는 것으로 도출되었다. 그러므로 H_1a는 기각되었으며, H_1b와 H_1c는 지지되었다. H₂ 판매원의 특성(a. 공감력, b. 이용가능성, c. 전문가적 외모)과 쇼핑감정과의 관계를 검증하였다. 판매원의 공감력은 감정에 영향이 있었지만(β=.384, t=4.626, p<.001), 판매원의 이용가능성과 전문가적 외모와는 관계가 없는 것으로 도출 되어 H_2a는 지지되었으며, H_2b와 H_2c는 기각되었다. 매장이미지는 감정에 긍정적인 효과가 있는 것으로 나타나(β=.403, t=5.400, p<.001) H₃은 지지되었다. 감정은 구매의도에 강력한 영향력이 있는 것으로 나타나(β=.602, t=11.957, p<.001) H₄는 지지되었다.

Fig. 2. 
Final PLS model.

추가적으로 판매원 특성과 감정관계에 매장이미지의 매개효과를 알아보기 위해 Sobel 검증을 실시하였다. Sobel 검증은 매개변수의 효과를 직접적으로 산출하는 방법으로 통계량(z)의 유의값 .05수준에서 절대값이 1.96보다 크면 매개효과가 통계적으로 유의하다고 평가한다(Woody, 2011). 판매원의 공감력-매장이미지-쇼핑감정의 경로(z=.606, p<.54)에서 매개효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타나 H_5a는 기각되었다. 반면, 판매원의 이용가능성-매장이미지-쇼핑감정의 경로(z=4.031, p<.001)와 전문가적 외모-매장이미지-쇼핑감정의 경로(z=2.737, p<.01)의 매개효과는 통계적으로 유의하였다. 그러므로, H_5b와 H_5c는 지지되었다.