본 연구의 조사대상자는 최근 6개월 이내 국내외 환경경영을 실천하고 있는 코스메틱 브랜드에서 생산하는 제품을 사용한 경험이 있는 성인남녀 350명으로 설정하였다. 자료 수집은 2023년 4월 1일부터 18일까지의 18일 간 진행되었으며, 설문지는 코스메틱 브랜드의 환경경영 수준, 소비자의 친환경 관여도, 브랜드 태도, 브랜드 충성도로 구성한 자기기입식 설문지로 제작되었다. 총 400부의 배포부 수 중, 각개 설문문항에 대하여 불충분하거나 불성실하게 응답한 부 수 34부를 제외한 총 316명의 설문 응답결과를 본 연구의 분석자료로 활용하였다.

본 연구에서는 코스메틱 브랜드의 환경경영전략의 실체적 영향력을 검증해보기 위하여 코스메틱 브랜드의 환경경영전략, 그리고 소비자가 내재한 친환경 관여도가 브랜드 태도 형성과 브랜드 충성도 형성에 미치는 영향을 알아보고자 하였다. 이에, 소비자의 코스메틱 브랜드의 환경경영에 대한 인식 수준과 친환경 관여도를 독립변수로 설정하고, 소비자의 브랜드 태도와 브랜드 충성도를 종속변수로 설정하였다. 이에 기반한 본 연구의 가설은 다음과 같이 설정된다.

H1. 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 인식 수준은 이들의 브랜드 태도 형성에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H2. 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 인식 수준은 이들의 브랜드 충성도 수준에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H3. 소비자의 친환경 관여도 수준은 코스메틱 브랜드 태도 형성에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

H4. 소비자의 친환경 관여도 수준은 코스메틱 브랜드 충성도 수준에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

본 연구에서 수집된 총 316명의 설문 응답 결과는 통계처리프로그램 SPSS 28.0 (IBM, USA)과 부가기능인 AMOS 28.0 (IBM, USA)를 사용하여 다음과 같은 자료처리를 수행하여 가설을 검증하였다.

첫째, 연구대상자의 기본적 특성의 분포를 알아보기 위하여 빈도분석을 시행하였다. 둘째, 주요 변인들의 영향관계로 구성된 측정모형의 타당성을 검증하기 위하여 모델적합도 수치(model fit)를 검증하고, 수렴타당성 및 판별타당성, 그리고 연구도구의 신뢰도를 검증하기 위하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis) 및 내적 신뢰도계수인 Cronbach's α를 산출하였다.

셋째, 앞선 측정모형을 기반으로 구조방정식모형(structural equation modeling)을 위한 구조모형을 설계하고, 모델적합도 수치를 검증한 뒤 경로분석(path analysis)을 통한 가설검증을 수행하였다. 이상의 모든 분석은 유의수준 p<0.05의 수준에서 통계적 유의성을 검증하였다.

본 연구에 참여한 연구대상자들의 기본적 특성의 분포는 다음 Table 1과 같이 총 316명으로 구성되었으며, 구체적인 일반적 특성의 분포는 다음과 같다.

성별의 경우 여성이 218명(69.0%)으로 남성 98명(31.0%)보다 많았으며, 연령대의 경우 30대가 162명(51.3%)으로 가장 많았고 차례로 40대 91명(28.8%), 20대 45명(14.2%), 50대 이상 18명(5.7%) 순이었다. 연구대상자의 현시점 결혼상태는 미혼이 188명(59.5%)으로 기혼 128명(40.5%)보다 많았으며, 이들의 직업분포는 전문직 종사자가 118명(37.3%)으로 가장 많았고, 차례로 자영업자 등 기타가 91명(28.8%), 일반 사무직 종사자가 78명(24.7%), 학생이 29명(9.2%) 순이었다. 마지막으로 이들이 애용하는 코스메틱 브랜드를 이용한 총 기간은 1년 이상이 170명(43.4%)으로 가장 많았고, 차례로 6개월 이상 1년 미만이 81명(25.6%), 1개월 이상 6개월 미만이 53명(16.8%), 1개월 미만이 12명(3.8%) 순이었다.

본 연구에서는 연구도구의 타당성 및 신뢰성을 검증하기 위해 연구도구의 수렴타당성, 개념타당성 검증을 위한 확인적 요인분석을 시행하였다. 초기 확인적 요인분석을 시행한 결과 환경경영에 해당하는 1문항과 브랜드 충성도에 해당하는 1문항의 표준화 요인적재량인 람다가 0.5 미만으로 도출되어 이를 소거하고 재차 확인적 요인분석을 시행하였다. 최종 분석결과, 다음 Table 2와 같이 구성모형의 측정모형이 적합한 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 측정모형의 Model fit 수치는 CFI=0.917, TLI=0.927, NFI=0.851, RMSEA=0.086으로 표본 수치에 민감하게 반응하는 카이제곱 검증 수치에 대한 유의성을 제외하고는 모두 수용 가능한 적합모형의 기준에 해당되었다(Kim et al., 2016). 이어 측정 모형에 대한 확인적 요인분석에 따른 결과에서 각 구성개념의 람다 수치들을 살펴보면 모든 관측변인의 람다가 0.5 이상이며, 각 잠재변인의 개념신뢰도(construct reliability)가 모두 0.6 이상이었다. 한편, 평균 분산 추출값(average variance extracted)의 경우 환경경영 인식과 브랜드 충성도는 0.4 수준으로 도출되었는데, 이는 각 해당 잠재변인들의 개념신뢰도가 0.6 이상이기에 수용가능한 수치로 판단해볼 수 있었다(Hair et al., 2017). 나아가, 각 잠재요인에 대한 내적신뢰도계수인 Cronbach's α도 모두 0.6을 상회하여 측정도구의 신뢰도도 확보되었다. 이에, 본 연구에서는 해당 측정모형에 기반한 경로분석을 시행하고자 한다.

구조모형을 통한 가설검증에 앞서, 본 연구에서는 각 변인의 평균, 표준편차 등의 기술통계량을 파악하고 잠재요인 간 상관계수를 평균 분산추출값과 비교하여 측정모형에 대한 판별타당성을 검증하여 연구의 객관성과 신뢰성을 확보하고자 하였다. 각 잠재변인의 기술통계량, 상관계수를 도출한 뒤, 판별타당성 검증을 시행한 결과는 다음 Table 3과 같다.

첫째, 본 연구의 주요 변인의 기술통계량을 산출한 결과 평균은 3.31-3.96의 분포를 보였으며 표준편차는 0.630-0.857의 분포를 보였다. 또한, 모든 변인의 왜도의 절댓값과 첨도의 절댓값이 모두 2 미만으로 도출되어 각 변인의 평균점 분포가 정규성을 갖추었다고 판단해볼 수 있었다(Kline, 2005).

둘째, 본 연구의 주요 변인 간 상관계수를 도출한 결과, 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영의 인식 수준은 이들의 친환경 관여도와는 통계적으로 유의한 상관관계가 없었으나(r=0.024, p=0.67), 브랜드 태도(r=0.392, p<0.01), 브랜드 충성도(r=0.555, p<0.01)와는 통계적으로 유의한 정(+)적 상관관계를 갖고 있었다. 이어, 소비자의 친환경 관여도는 이들의 코스메틱 브랜드에 대한 브랜드 태도(r=0.517, p<0.01), 브랜드 충성도(r=0.349, p<0.01)와 통계적으로 유의한 정(+)적 상관관계를 갖고 있었으며, 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 브랜드 태도는 충성도와 통계적으로 유의한 정(+)적 상관관계를 갖고 있었다(r=0.643, p<0.01). 이러한 연구결과는 친환경 농산물에 대한 소비자의 환경의식과 태도, 충성도 간 관계를 비교한 Wang & Lee (2012)의 연구결과와는 상반되는데, 해당 연구에서는 친환경에 대한 의식 수준이 브랜드에 대한 태도 및 충성도와 통계적으로 유의한 상관관계가 없는 것으로 나타났기 때문이다. 이러한 결과는 코스메틱 브랜드의 소비자의 경우 여타 산업군보다 환경적 가치를 브랜드 선택 과정에 대해 중요하게 인식하는 경향이 있다는 대목으로 풀이해볼 수 있는 사실이다. 그러나 아직까지 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영, 관여도, 태도, 충성도 간의 구조관계를 파악한 다수의 연구가 부족하기에 연구결과에 대한 일반화를 위해서는 코스메틱 브랜드 소비자들의 환경의식과 관련한 다양한 후속연구가 진행될 필요성이 제기된다.

셋째, 앞선 확인적 요인분석에서 도출한 각 잠재변인의 평균분산 추출값과 각 잠재변인 간 상관계수의 제곱수치 비교를 통해 측정모형의 판별타당성을 검증한 결과, 모든 잠재요인의 평균분산추출값이 잠재요인 간 상관계수의 제곱수치보다 높기에 판별타당성이 확보되었다(Hamid et al., 2017). 이에 본 연구에서는 해당 측정모형을 기반으로 변인 간 구조모형분석을 위해 경로분석을 시행하였다.

본 연구에서 설정한 가설을 검증하기 위해 앞선 측정모형을 기반으로 구조모형을 수립하였다. 구조모형의 Model fit 수치는 CFI=0.913, TLI=0.925, NFI=0.846, RMSEA=0.087로 표본 수치에 민감하게 반응하는 카이제곱 검증 수치에 대한 유의성을 제외하고는 모두 수용 가능한 기준인 것으로 판단되었다. 이에 구조모형에 대한 경로분석을 시행한 결과는 다음 Table 4 및 Figure 1과 같다.

분석결과, 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 인식 수준은 브랜드 태도 형성에 정(+)의 영향을 미치는 유의미한 영향력이 있었다(t=7.735, p<0.001, β=0.528). 또한, 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 인식 수준은 브랜드 충성도 수준에도 정(+)의 영향을 미치는 유의미한 영향력이 있었다(t=8.741, p<0.001, β=0.760). 이에 본 연구의 가설 H1과 H2는 채택되었다. 한편, 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 인식 수준은 소비자의 브랜드 태도보다 충성도 형성에 보다 강한 영향력을 미치는 것으로 풀이해볼 수 있다. 이와 같은 연구결과는 소비자의 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영의 인식수준이 높아질수록 브랜드에 대한 호의적인 태도를 드러내는 경향이 있다는 연구 결과(Kim, 2016), 브랜드의 환경적 CSR 활동에 대한 인식수준이 높아질수록 브랜드 충성도 또한 높아진다는 연구 결과(Lee, 2022)들과 일치하는 대목이다. 그러나, 코스메틱 브랜드에 대한 환경경영 실천에 대한 인식 수준이 비교적 단기간에 거쳐 형성되는 브랜드 태도에 비해 보다 장기적으로 지속되는 브랜드 충성도에 보다 강한 영향을 미친다는 연구결과는 본 연구에서 규명한 차별적인 연구결과로 제시해볼 수 있는 대목이다.

소비자의 친환경 관여도 또한 브랜드 태도 형성에 정(+)의 영향을 미치는 유의미한 영향력이 있었다(t=7.656, p<0.001, β=0.456). 이어 브랜드 충성도 수준에도 정(+)의 영향을 미치는 유의미한 영향력이 있었다(t=7.517, p<0.001, β=0.494). 소비자의 친환경 관여도의 경우에도 브랜드 태도 형성보다 충성도에 미치는 영향이 보다 강한 것으로 풀이해볼 수 있으며, 본 연구의 가설 H3 및 H4도 채택되었다. 이와 같은 연구결과는 소비자의 친환경 관여도가 해당 친환경 제품을 생산하는 브랜드에 대해 갖는 호의적인 태도 형성에 긍정적인 영향을 미친다는 연구 결과(An et al., 2015), 그리고 친환경 관여도가 브랜드 충성도를 향상시키는 기제로 작용한다는 연구 결과(Seo & Han, 2020)들을 지지하는 대목이다. 그러나 아직까지 코스메틱 브랜드에 대한 소비자의 친환경 관여도가 브랜드 태도, 그리고 충성도에 미치는 영향을 규명한 선행연구는 부재하다는 점, 무엇보다도 소비자의 친환경 관여도도 단기적인 브랜드 태도형성보다 비교적 장기적으로 지속되는 소비자 속성인 충성도에 보다 강한 영향력을 미친다는 점을 규명한 사실은 본 연구만의 차별적인 연구결과로 제시해볼 수 있다.