PDF Download
PubReader
Export Citation
Email the Author
Share Facebook
Share Twitter
Cited by 0 Article
Metrics (View:670)
Ⅰ. 서 론
케세이퍼시픽항공은 2022년 1월 1일부터 기내 엔터테인먼트에 글로벌 OTT(온라인동영상서비스) 플랫폼 HBO 맥스 콘텐츠를 도입한다고 발표했다. 국내 티웨이항공은 2023년 5월 중대형 항공기의 무게를 줄인 친환경 운영으로 유럽과 미주 일부 노선 취항을 시도하겠다고 밝혔다. 티웨이항공은 기내 좌석의 모니터와 케이블을 없애는 대신 모바일이나 태블릿 등을 올려놓을 수 있는 거치대를 설치하였고, 이러한 변화는 새로운 기내 서비스 제공과도 관련이 있다. 티웨이항공은 최근 트렌드에 맞게 국내 OTT 업체인 왓챠(WATCHA)와 제휴를 통해 탑승권 예약 고객이 탑승 전에 자신의 스마트폰과 태블릿에 미리 콘텐츠를 다운받아, 기내에서 즐길 수 있는 서비스를 제공한다. 이외에도 대한항공, 에미레이트항공, 에어캐나다 등의 항공사가 고객 서비스 만족을 높이기 위해 기내 OTT 서비스 제공이라는 새로운 서비스 전략을 시도하고 있다. 기내 서비스 환경 및 서비스 품질과 관련된 연구들이 진행되었지만(e.g. Kim et al., 2013; Wang & Park, 2016; Choi & Kim, 2013), 항공사 기내 OTT 서비스 전략에 관한 국내 연구는 극히 미비한 실정이다.
한편, 2019년 12월 중국 우한에서 COVID-19로 인한 바이러스감염병 환자가 처음 발생한 이후 감염병으로 인한 사회적 거리두기가 지속되고, 집에 머무르는 시간이 많아지면서, 한국뿐 아니라, 세계적으로 OTT 이용자수는 증가하였다(Park et al., 2022). 예를 들어, 2020년 1월에 비해 2월 OTT 이용량이 44.4% 증가하였으며, 티빙(TIVING)의 전체 시청시간은 77%, 웨이브(wavve)의 실시간 시청시간은 16.4% 증가하였고, 넷플릭스(Netflix)는 약 1백만 명의 순이용자가 증가했다(Yu, 2020). 정부의 사회적 거리두기로 인한 재택근무, 재택수업 등이 증가하면서 OTT를 통한 국내 콘텐츠 소비가 증가하였다(Kim, 2021).
OTT 이용과 관련하여 업계와 학계가 주목한 이슈 중 하나는 콘텐츠 몰아보기(binge-watching)이다(Kim et al., 2022; Shim & Sung, 2022; Viens & Farrar, 2021). 몰아보기 시청과 관련한 통계회사들의 발표에 따르면, 격리기간 중 미국인의 38%가 평일에 3시간 이상 콘텐츠를 시청했고(Sykes, 2021), 미국인의 73%는 자신이 콘텐츠 몰아보기를 하고 있다는 것을 인정했다(Deloitte, 2016).
몰아보기에 대한 업계와 학계의 관심이 높아지면서 몰아보기 시청에 관한 연구가 몇몇 연구자들에 의해 진행되었지만, 2020년부터 2022년까지 몰아보기를 주제로 발표된 국내 논문은 11편이었고, 대부분은 기존의 영향 요인들을 검토하거나 현상을 분석하는 연구들이었다. 그러므로 몰아보기 시청에 대한 영향 요인으로 새로운 변수의 관계를 검증하는 연구는 의미가 크다고 할 수 있다.
연령과 미디어 이용 및 콘텐츠 소비는 미디어 산업, 콘텐츠 기획 및 제작, 방송미디어서비스, 정보통신정책 분야의 주요한 연구주제이다. 한국의 국책연구기관인 정보통신정책연구원에서 발표한 통계자료를 보면, COVID-19 팬데믹 기간(2020-2022년), OTT 이용이 전 연령대에 걸쳐 증가 추세였고, 60대는 28.7%에서 39.4%로, 70세 이상은 11.8%에서 19.1%로 증가하였으며, OTT 이용률의 증가폭 역시 40대(9.0%), 60대(10.0%), 70세 이상(2.5%)에서 증가하는 추세로 나타났다(Jung, 2023). 그러므로 연령에 따른 OTT를 통한 콘텐츠 몰아보기의 차이를 탐구하는 연구는 국내 정보통신정책 분야에 기여하는 바가 크다고 할 수 있다.
본 연구는 연령과 몰아보기의 관련성을 설명하기 위해 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력의 변인을 이용하였다. 또한, 본 연구는 몰아보기 시청유형을 몰아보기 시청빈도와 몰아보기 시청시간으로 구분하여 살펴보았다. 몰아보기 맥락에서 인지욕구(Shim et al., 2018; Shim & Kim, 2018)와 비판적 미디어 이해능력(Wight & Cooper, 2022)의 영향 요인을 검증하는 연구들이 진행되었지만, 이 연구들은 몰아보기 시청유형을 몰아보기 시청빈도와 몰아보기 시청시간으로 구분하여 탐색하지는 않았다. 그러므로 몰아보기 시청유형을 구분하여 살펴본 본 연구의 결과가 몰아보기 연구의 지평을 더 확장시켜줄 것이다.
본 연구의 목적은 연령에 따른 국내 이용자들의 OTT 몰아보기 시청유형 차이를 검증하고, 이 연구결과를 통해 고객 서비스 만족을 향상시킬 수 있는 새로운 항공기 기내 OTT 서비스 전략을 제안하는 것이다. 구체적으로, 본 연구는 몰아보기 시청유형을 몰아보기 시청빈도와 몰아보기 시청시간으로 구분하였고, 연령에 따라 차이가 있는지를 살펴보았다. 또한, 연령과 몰아보기의 관계에서 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력이 조절효과가 발생하는지를 검증하였다. 이를 위해, 본 연구는 정보통신정책연구원의 2020년 한국미디어패널조사의 원시자료를 이용하였다. 이 연구의 결과가 국내 OTT의 몰아보기 시청유형이 연령에 따라 어떠한 차이를 보이는지, 그리고 연령에 따른 몰아보기 시청유형에 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력이 어떠한 영향을 미치는지를 보여줄 것이다. 그리고 이 연구가 OTT의 몰아보기 시청에 관한 이론적 지평을 넓혀주고, 항공기 기내 OTT 서비스 관리자, 미디어 산업, 콘텐츠 기획 및 제작, 마케팅 실무자에게 연령에 따른 몰아보기 전략에 대한 시사점을 제시해줄 것이다.
Ⅱ. 문헌연구
콘텐츠 몰아보기(이하 몰아보기)는 한 번에 여러 편의 텔레비전 에피소드를 이어서 시청하는 것(Rubenking et al., 2018)으로, 넷플릭스, 아마존 프라임, 왓챠, 시즌, 티빙 등 OTT의 성장과 함께 중요한 연구주제가 되고 있다.
지금까지 몰아보기에 관한 연구들은 몰아보기 시청 동기와 원인을 확인하거나 몰아보기의 부정적 효과와 긍정적 효과를 밝혀내고 검증하는 데 주목해 왔다. 몰아보기 시청 동기와 원인과 관련하여, 이용자들의 자기통제감, 정서적 불안정성, 충동성, 우울감, 즐거움이나 스트레스 해소 등이 몰아보기 시청에 영향을 주고 있음을 확인하였다(Lee, 2018; Han et al., 2017; Steins-Loeber et al., 2020). 가령, 개인이 자기통제감이 낮으면 더 빈번하게 몰아보기를 하려는 경향이 높아지고(Merrill Jr. & Rubenking, 2019), 정서적 불안정성이 높은 개인은 현실 세계에서의 상시적인 긴장 상태를 해소하고, 현실 회피를 위해 드라마 시리즈물의 몰아보기 경향이 높아진다(Lee, 2018). 또한, 사회적 유대감을 높이거나 즐거움을 경험하고 싶을 때도 개인은 몰아보기를 하려는 경향이 높다(Panda & Pandey, 2017).
몰아보기는 과도하게 콘텐츠를 집중해서 시청함으로 인해 중독, 우울, 사회적 고립, 죄책감, 피로감 등의 부정적 효과를 일으키기도 하고(Ahmed, 2017; Granow, Reincke & Ziegele, 2018), 콘텐츠에 대한 몰입감, 콘텐츠에 대한 선호도, 스트레스 해소 등의 긍정적 효과에 영향을 주기도 한다(Di Placido, 2017; Jenner, 2017; West, 2014). 예를 들어, Ahmed(2017)는 몰아보기와 우울감의 정적 상관관계를 실증적으로 확인하였고, Granow et al.(2018)은 몰아보기가 시청 후의 죄책감을 증가시킬 수 있음을 검증하였다. 또한, 넷플릭스를 대상으로 진행된 설문 조사에서, 약 74%가 몰아보기를 할 때 콘텐츠에 대한 평가가 더 호의적으로 나타나기도 했다(West, 2014).
OTT의 성장과 함께 몰아보기에 관한 연구들이 다수 존재하지만, 아직 다양한 관점에서 몰아보기를 연구한 실증적 연구들은 미비하다. 본 연구는 몰아보기 행위를 유형화한 선행연구들(Jung & Choi, 2019; Pittman & Sheehan, 2015)을 토대로 몰아보기 유형을 몰아보기 빈도(binge-watching frequency)와 몰아보기 시간(binge-watching duration)으로 구분하고, 연령에 따라 몰아보기 유형의 차이가 있는지를 확인하고자 한다.
본 연구는 몰아보기 유형을 몰아보기 빈도와 몰아보기 시간으로 구분한 연구(Pittman & Sheehan, 2015)를 통해 몰아보기 빈도는 얼마나 자주 몰아보기를 하는지에 대한 개인적인 지각 수준으로 정의하고, 몰아보기 시간은 한자리에서 얼마나 오랜 기간 시청을 하는지에 대한 개인적인 지각 수준으로 정의한다.
개인차와 몰아보기의 관련성을 검증한 연구들은 연령이 중요한 변수이며, 연령이 낮은 사람들이 연령이 높은 사람들보다 몰아보기 경향이 더 높고, 그 이유는 연령이 낮은 사람들은 연령이 높은 사람들에 비해 자유시간을 더 많이 가지고 있기 때문이라고 주장했다(Devasagayam, 2014; Shannon-Missal, 2013). 이 연구들이 연령에 따른 몰아보기의 차이를 검증하였지만, 몰아보기 유형을 몰아보기 빈도와 몰아보기 시간으로 구분하여 차이를 검증하지는 않았다. 본 연구는 기존 연구들에서 검증하지 않았던 몰아보기 유형을 몰아보기 빈도와 몰아보기 시간으로 세분화하여 구분하고, 연령에 따른 몰아보기 유형의 차이를 확인하고자 한다. 따라서, 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.
인지욕구는 몰아보기 행동에 영향을 미치는 개인의 심리적 요인이며(Shim & Kim, 2018), 정교화된 사고를 하려는 개인의 성향으로 정의한다(Cacioppo & Petty, 1982). 인지욕구는 개인의 차이가 존재한다(Das et al., 2003). 인지욕구가 높은 사람들은 사고하는 것을 좋아하지만, 인지욕구가 낮은 사람들은 인지적 노력을 기울이는 것을 회피하려는 경향이 있다(Haugtvedt et al., 1992). 실제로 높은 인지욕구를 가진 개인이 메시지를 평가하는데 더 많은 인지적 노력을 기울인다는 연구결과가 발표되었다(Cacioppo et al., 1983).
인지욕구는 정보탐색 동기와 관련성이 높은데, 높은 인지욕구를 가진 개인은 정보탐색 동기가 높고, 더 많은 정보를 획득하려는 경향이 있으며(Verplanken et al., 1992), 자신의 정보탐색 행동을 극대화하려는 경향이 있다(Mokhtari et al., 2013). 가령, 인지욕구와 인터넷의 정보이용 간의 관련성을 탐구한 연구결과를 보면, 높은 인지욕구를 가진 사람들은 낮은 인지욕구를 가진 사람들보다 웹페이지에 있는 정보를 더 많이 확인하였고, 웹페이지에 있는 정보를 탐색하는 데 더 많은 시간을 들이는 것으로 나타났다(Amichai-Hamburger et al., 2007). 그러나 인지욕구가 낮은 개인은 인지적 노력을 많이 들이지 않는 생각의 지름길인 휴리스틱 단서(heuristic cue)를 이용하여 정보를 처리하고자 한다(Klein & Webster, 2000). 왜냐하면, 사람들은 인지용량이 제한적이고, 인지적 구두쇠이기 때문에 인지적 자원이 있더라도 인지적 노력을 적게 들이는 것을 더 선호하기 때문이다.
본 연구는 높은 인지욕구가 개인의 일관된 행동에 영향을 미칠 수 있다고 주장한다. 높은 인지욕구를 가진 사람들은 생각의 지름길인 휴리스틱 단서를 이용하기보다 인지적 노력을 들여서 정보를 처리하는 것을 더 즐기기 때문에, 높은 인지욕구가 개인의 일관된 행동을 방해할 수 있다. 인지욕구가 게임중독에 어떠한 영향을 미치는지를 탐구한 연구결과를 보면, 높은 인지욕구를 가진 사람들은 인지적 생각에 노력을 많이 기울이면서 게임중독성에 능동적으로 대처하지만, 낮은 인지욕구를 가진 사람들은 게임중독성에 수동적으로 반응하는 경향을 보이는 것으로 나타났다(Jin & Jung, 2009). 온라인 충동구매 맥락에서 진행된 연구에서도 유사한 연구결과가 나타났는데, 인지욕구가 온라인 충동구매에 부의 영향을 미치고 높은 인지욕구를 가진 집단보다 낮은 인지욕구를 가진 집단이 온라인 충동구매를 더 많이 하는 것으로 확인되었다(진창현, 2011).
지금까지의 논의들을 종합해 보면, 높은 인지욕구는 시청패턴을 방해하며, 낮은 인지욕구는 시청패턴을 휴리스틱 단서로 이용할 것이다. 그러므로, 인지욕구가 높은 사람들은 자신의 몰아보기 시청패턴이 있더라도 인지적 생각에 노력을 많이 기울이기 때문에 시청패턴이 방해될 가능성이 클 것이다. 반면, 인지욕구가 낮은 사람들은 자신의 시청패턴을 휴리스틱 단서로 사용할 가능성이 클 것이다.
따라서, 다음과 같은 주장이 가능하다. 연령이 몰아보기 시청빈도 그리고 몰아보기 시청시간에 미치는 영향 관계에서 인지욕구가 영향을 미칠 것이다. 구체적으로 살펴보면, 몰아보기 시청빈도의 경우, 몰아보기 시청빈도가 강한 집단은 높은 인지욕구가 시청패턴을 방해하기 때문에 인지욕구가 높은 사람들이 인지욕구가 낮은 사람들보다 몰아보기 시청빈도가 낮을 것이다. 반면, 몰아보기 시청빈도가 약한 집단은 인지욕구의 영향을 받을 것이고, 인지욕구가 높으면 콘텐츠를 탐색하고자 하는 욕구가 높기 때문에 인지욕구가 높은 사람들이 인지욕구가 낮은 사람들보다 몰아보기 시청빈도가 높을 것이다.
몰아보기 시청시간의 경우, 몰아보기 시청빈도와 마찬가지로, 몰아보기 시청시간이 강한 집단은 높은 인지욕구가 시청패턴을 방해하기 때문에 인지욕구가 높은 사람들이 인지욕구가 낮은 사람들보다 몰아보기 시청시간이 낮을 것이다. 반면, 몰아보기 시청시간이 약한 집단은 인지욕구의 영향을 받을 것이고, 인지욕구가 높으면 콘텐츠를 탐색하고자 하는 욕구가 높기 때문에 인지욕구가 높은 사람들이 인지욕구가 낮은 사람들보다 몰아보기 시청빈도가 높을 것이다. 따라서, 본 연구는 다음과 같은 가설 1-1과 가설 1-2를 설정하였다.
비판적 미디어 이해능력은 정보처리과정 중 지각, 분석, 조직화의 전 과정에서 작동하는 개인의 역량(Kim & Choi, 2021)이며, 미디어와 정보산업의 기능, 역할, 권리, 책임 등을 비판적인 시각으로 볼 수 있는 능력(Kim & Ahn, 2019)을 의미한다. 비판적 미디어 이해능력은 디지털 미디어 리터러시(e.g., Song, 2021; Ahn, 2013; Hammer, 2011), 허위정보(Kim & Choi, 2021; Leggett & King-Reilly, 2020), 정치참여(Kim & Sung, 2018; Hwang, 2022; Polizzi, 2021), 인구통계적 변수(Lee, 2014; Lee & Kim, 2021; Melki, 2022) 등과 관련하여 연구되어 왔다. 이 연구들은 소셜미디어를 오래 이용할수록 미디어의 비판적 이해능력이 낮아지며(Song, 2021), 뉴미디어의 역할이 증가하고 있는 것을 감안할 때 비판적 미디어 이해능력을 향상시킬 수 있는 교육과정이 필요하며(Hammer, 2011), 비판적 이해능력이 허위정보를 판별하고 부정적 언론 보도를 평가하는 데 긍정적인 영향을 미치며(Kim & Choi, 2021), 미디어에 대한 비판적 이해능력이 청소년의 온라인 정치참여에 긍정적인 영향을 준다(Hwang, 2022)는 것을 확인하였다. 또한, 미디어 환경에 노출되기 쉽고, 미디어 이용이 활발한 세대가 비판적 미디어 이해능력이 더 높게 나타나는 경향이 있다. Kim et al.(2019)은 모바일 환경에서 세대 간 미디어 리터러시 격차를 연구하여 이러한 주장을 뒷받침하였는데, 콘텐츠 구분, 정보에 대한 분석과 평가, 미디어 재현에 대한 분석과 평가의 비판적 이해능력이 10-20대가 50대보다 높게 나타났다.
비판적 미디어 이해능력은 인지욕구와 관련성이 높으며, 인지욕구는 개인의 정보탐색에 영향을 준다(Lee & Kim, 2021; Koltay, 2011; Wuyckens et al., 2022). 예를 들어, Lee & Kim(2021)은 노인들의 인지욕구를 높이면 비판적 미디어 이해능력이 높아진다는 것을 확인하였고, 여러 연구자들(Curşeu, 2011; Das et al., 2003)은 높은 인지욕구를 가진 사람들이 낮은 인지욕구를 가진 사람들보다 정보탐색에 더 적극적이라는 것을 검증하였다. 또한, 비판적 미디어 이해능력이 높은 사람들이 정보검색을 더 많이 한다는 연구(Atoy Jr et al., 2020)도 비판적 미디어 이해능력과 인지욕구가 정적 상관관계가 있다는 것을 지지해준다.
그러나, 인지욕구가 높은 사람들은 새로운 생각과 정보를 수용하는 것에 적극적이지만, 마음에 들지 않는 정보는 회피하려는 경향이 있다(Chung, 2014). Chung (2014)은 모바일 광고 환경에서 인지욕구가 높은 소비자들이 스마트폰 앱 활용도는 높지만, 모바일 광고나 스팸 광고와 같이 마음에 들지 않는 정보는 회피하고자 하는 경향이 높다는 것을 확인했다. 다시 말하면, 인지욕구가 높은 사람들이 다양한 정보를 탐색하고자 하는 정보탐색빈도는 높을 수 있지만, 하나의 정보에 오랫동안 머무르는 정보탐색시간은 낮을 수 있다.
비판적 미디어 이해능력, 인지욕구, 정보탐색에 관한 연구들을 통해, 본 연구는 비판적 미디어 이해능력이 높을수록 빈번하게 정보탐색을 하려는 경향이 높지만 한 정보에 머무르는 시간은 길지 않을 것이라고 주장한다. 왜냐하면, 비판적 미디어 이해능력은 인지욕구와 정적 상관관계가 있기 때문에, 비판적 미디어 이해능력이 높은 사람들은 인지적 노력을 들이는 일을 선호할 것이며, 정보탐색 빈도가 높게 나타날 수 있다. 반면, 비판적 미디어 이해능력이 높은 사람들은 미디어 정보를 선별적으로 선택하고 이해하는 능력이 높기 때문에 한 정보에 오래 머무르기보다는 다양한 정보에 노출되는 것을 선호할 것이기 때문이다. 이러한 주장을 몰아보기 맥락에서 살펴보면, 비판적 미디어 이해능력이 높을수록 몰아보기 시청빈도는 높지만, 몰아보기 시청시간은 낮을 것이라고 예상한다. 즉, 비판적 미디어 이해능력이 높은 개인은 낮은 개인보다 상대적으로 몰아보기 시청빈도는 높게 나타나지만, 몰아보기 시청시간은 낮게 나타날 것이다. 따라서, 본 연구는 다음과 같은 가설 2-1과 가설 2-2를 설정하였다.
Ⅲ. 연구방법
본 연구는 연령에 따른 몰아보기의 특성을 알아보기 위해 정보통신정책연구원의 2020년 한국미디어패널조사의 원시 자료를 이용하였다. 한국미디어패널조사는 단말기, 플랫폼, 콘텐츠 패키징 방식에 따라 다양한 미디어 콘텐츠 이용이 가능한 방송 통신의 융합 및 다매체 환경에서 크로스 미디어(cross-media) 이용행태를 측정할 수 있는 통계지표를 개발하기 위해 실시되고 있다. 2020년 한국미디어패널조사는 4,260가구, 10,302명을 대상으로 6월에 실시되었다. 본 연구는 설문에 참여한 전체 10,302명 중 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력과 같은 주요 변수에 응답한 6,732명의 응답을 최종 분석에 이용하였다.
분석 대상에 관한 일반적 특성은 Table 1과 같다. 여성이 3,456명(51.3%)으로 남성(3,276명, 48.7%)보다 더 많았다. 최종학력은 대졸 이하가 3,509명(52.1%)으로 가장 높은 빈도를 차지했고, 개인 월평균 소득은 소득 없음이 2,389명(35.5%)으로 가장 많았으며, 지역은 경기 지역이 1,461명(21.7%)으로 가장 높은 빈도를 차지했다. 가족 구성원은 대부분 부부와 자녀가 함께 거주하는 2세대 가구(5,248명, 78.0%)로 나타났다. 분석 대상의 평균 연령은 41.6세였고, 13세부터 90세까지 분포되어 있었다.
몰아보기를 측정하기 위해, 본 연구는 원시 자료의 몰아보기 시청빈도와 몰아보기 시청시간에 관한 문항을 이용하였다. 몰아보기 시청빈도는 ‘귀하께서는 OTT 서비스를 얼마나 자주 이용하십니까?’라는 질문에 대해 ‘① 하루에도 여러 번’, ‘② 하루 1번(매일)’, ‘③ 1주일에 5-6회’, ‘④ 1주일에 3-4회’, ‘⑤ 1주일에 1-2회’, ‘⑥ 월 1-3회’, ‘⑦ 월 1회 미만’, ‘⑧ 분기/연간 1회’로 응답하였다. ①에서 ⑧로 갈수록 콘텐츠 몰아보기 빈도가 높다는 것을 의미하며, 1-8점 척도로 분석에 이용하였다. 몰아보기 시청시간은 ‘귀하께서는 OTT 서비스 1회 이용시 평균 얼마나 이용하십니까?’라는 질문에 대해 ‘1회 이용시 평균 ▢▢시간 ▢▢분’으로 응답하였고, 분으로 환산하여 분석에 이용하였다.
연령을 측정하기 위해, 본 연구는 원시 자료의 출생 연도 문항을 이용하였다. 정보통신정책연구원은 출생 연도를 10년 단위로 재코딩하였고, 그 결과 8점 척도로 구분되었다(1점: 만 10대 미만-8점: 만 70세 이상). 점수가 높을수록 연령이 높다는 것을 의미한다.
인지욕구를 측정하기 위해, 본 연구는 원시 자료의 인지욕구 문항을 이용하였다. 인지욕구는 ‘나는 토론하기를 좋아한다’, ‘나는 보통 다른 사람들이 까다롭다고 생각하는 문제에 대해 생각하지 않는다’, ‘나는 복잡한 문제를 잘 해결한다’, ‘나는 생소한 과제에 접하면 해결해야겠다는 생각보다 귀찮다는 생각이 먼저 든다’, ‘나는 어떤 문제에 대해 새로운 해결방법을 배울 때 즐겁다’, ‘나는 복잡한 문제를 보면 왠지 그것을 분석해 보고 싶은 생각이 든다’, ‘나는 잘 모르는 것에 대해서 더 알고 싶어 한다’, ‘나는 어렵고 시간이 많이 드는 문제도 가능한 한, 끝까지 풀기 위해 노력한다’, ‘나는 많은 생각을 필요로 하는 일에 더욱 적극적이다’, ‘나는 어떤 결과에 대해 왜 그렇게 됐는지 이해하려고 노력하기보다는 그냥 있는대로 받아들이는 편이다’, ‘나는 깊이 생각해야 하는 상황은 가급적 피하려고 한다’, ‘나는 내 사고능력에 도전하는 일이 좋다’, ‘나는 다른 사람들로부터 논리적이라는 이야기를 듣는다’, ‘나는 어려운 문제를 푸는 동안이 더 즐겁다’, ‘나는 단순한 문제보다는 복잡한 문제를 더 좋아한다’ 등의 15개 항목에 대해 4점 척도(1점: 별로 그렇지 않다-4점: 항상 그렇다)로 응답하였다. 점수가 높을수록 인지욕구가 높다는 것을 의미한다. 15개 항목의 내적 신뢰도(Cronbach’s α)는 .83으로 나타났다.
비판적 미디어 이해능력을 측정하기 위해, 본 연구는 원시 자료의 비판적 미디어 이해능력 문항을 이용하였다. 비판적 미디어 이해능력은 ‘나는 미디어가 보여주는 여성 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’, ‘나는 미디어가 보여주는 남성 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’, ‘나는 미디어가 보여주는 동성애자 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’, ‘나는 미디어가 보여주는 청소년 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’, ‘나는 미디어가 보여주는 이주(외국인) 노동자 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’, ‘나는 미디어가 보여주는 장애인 이미지에 문제가 있다고 생각한 적이 있다’ 등의 6개 항목에 대해 5점 척도(1점: 전혀 없다-5점: 매우 자주 있다)로 응답하였다. 점수가 높을수록 비판적 미디어 이해능력이 높다는 것을 의미한다. 6개 항목의 내적 신뢰도는 .89로 나타났다.
본 연구는 인지욕구의 조절효과 분석과 비판적 미디어 이해능력의 조절효과 분석을 위해 Process macro Model 1(Hayes, 2013)을 활용하였다. Process macro Model 1은 독립변수, 조절변수, 그리고 독립변수와 조절변수의 상호작용항을 포함하여 종속변수에 대한 회귀분석을 실행한 뒤, 조절효과의 유의미를 부트스트래핑 방법을 통해 검증한다. 부트스트래핑 분석에서 추출하는 표본수는 5,000개로 설정하였다.
Ⅳ. 연구결과
연구문제 1을 검증하기 위해, 본 연구는 연령과 몰아보기 시청빈도 그리고 연령과 몰아보기 시청시간 간의 상관관계 분석 및 평균값을 분석하였다. 먼저, 상관관계 분석 결과를 보면, 연령은 몰아보기 시청과 정적으로 유의미한 상관관계를 보여주었고(r=.188, p<.01), 몰아보기 시청시간과 부적으로 유의미한 상관관계를 보여주었다(r=-.220, p<.01).
연령에 따른 몰아보기 시청유형이 차이를 구체적으로 확인하기 위해, 일원배치분산분석(ANOVA)을 실시하였다(Table 2). 분석 결과, 연령이 높은 사람들은 몰아보기 시청빈도의 평균값이 크게 나타났고(F=44.968, p<.001), 몰아보기 시청시간의 평균값은 작게 나타났다(F=58.577, p<.001).
상관관계 분석과 분산분석 결과를 통해, 연령이 높은 사람들은 몰아보기 시청빈도가 크게 나타나고, 반면 몰아보기 시청시간은 낮게 나타난다는 것을 확인하였다.
연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에서 인지욕구의 조절효과가 발생하는지를 살펴보기 위해 Hayes의 Process Macro model 1을 이용하여 분석하였다. 분석 결과, 연령은 몰아보기 시청빈도에 정적으로 유의한 영향을 미쳤고(B=.487, t=6.539, p<.001), 인지욕구는 몰아보기 시청빈도에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다(B=.624, t=4.275, p<.001). 연령과 인지욕구의 상호작용항(B=-.113, t=-3.790, p<.001)은 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(Table 3 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| (상수) | .387 | .366 | 1.055 | -.331 | 1.104 |
| 연령 | .487 | .074 | 6.539*** | .341 | .633 |
| 인지욕구 | .624 | .146 | 4.275*** | .338 | .910 |
| 상호작용항 | -.113 | .030 | -3.790*** | -.172 | -.055 |
| F=88.429***, R2=.038, ∆R2=.002*** | |||||
상호작용항이 유의함에 따라 인지욕구의 조건부 효과 탐색을 위해 특정 값 선택 방법을 사용하여 조절효과를 탐색하였다. 인지욕구 수준에 따라 몰아보기 시청빈도에 미치는 영향을 탐색한 결과, 평균 이하(-1SD)(B=.256, t=14.187, p<.001), 평균(B=.206, t=15.526, p<.001), 평균 이상(+1SD)(B=.156, t=8.133, p<.001)으로 나타났고, 통계적으로 유의하였다(Table 4 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| M-1SD | .256 | .018 | 14.187*** | .220 | .291 |
| Mean | .206 | .013 | 15.526*** | .180 | .232 |
| M+1SD | .156 | .019 | 8.133*** | .119 | .194 |
Fig. 2는 연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에서 인지욕구의 조절효과를 나타낸 그래프이다. 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단 모두 연령이 증가할수록 몰아보기 시청빈도는 높아지는 것으로 나타났다. 그러나 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단의 상호작용은 대립효과가 나타났다. 이는 연령이 높은 경우, 인지욕구가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 몰아보기 시청빈도가 낮지만, 연령이 낮은 경우, 인지욕구가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 몰아보기 시청빈도가 높다는 것을 의미한다. 그러므로, 가설 1-1은 지지되었다.
다음으로, 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에서 인지욕구가 조절효과를 지니는지 살펴보기 위해 Hayes의 Process Macro model 1을 이용하여 분석하였다. 분석 결과, 연령은 몰아보기 시청시간에 부적으로 유의한 영향을 미쳤고(B=-21.342, t=-9.830, p<.001), 인지욕구는 몰아보기 시청시간에 부적으로 유의한 영향을 미쳤다(B=-31.411, t=-7.381, p<.001). 연령과 인지욕구의 상호작용항(B=5.757, t=6.593, p<.001)은 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(Table 5 참조).
상호작용항이 유의함에 따라 인지욕구의 조건부 효과 탐색을 위해 특정 값 선택 방법을 사용하여 조절효과를 탐색하였다. 인지욕구 수준에 따라 몰아보기 시청시간에 미치는 영향을 탐색한 결과, 평균 이하(-1SD)(B=-9.604, t=-18.285, p<.001), 평균(B=-7.089, t=-18.327, p<.001), 평균 이상(+1SD)(B=-4.574, t=-8.158, p<.001)으로 나타났고, 통계적으로 유의하였다(Table 6 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| M-1SD | -9.604 | .525 | -18.285*** | -10.633 | -8.574 |
| Mean | -7.089 | .387 | -18.327*** | -7.847 | -6.331 |
| M+1SD | -4.574 | .561 | -8.158*** | -5.673 | -3.475 |
Fig. 3은 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에서 인지욕구의 조절효과를 나타낸 그래프이다. 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단 모두 연령이 증가할수록 몰아보기 시청시간은 낮아지는 것으로 나타났다. 그러나 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단의 상호작용은 대립효과가 나타났다. 연령이 높은 경우, 인지욕구가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 몰아보기 시청시간이 높았지만, 연령이 낮은 경우, 인지욕구가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 몰아보기 시청시간이 낮게 나타났다. 그러므로, 가설 1-2는 지지되었다.
연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에서 비판적 미디어 이해능력이 조절효과를 지니는지를 살펴보기 위해 Hayes의 Process Macro model 1을 이용하여 분석하였다. 분석 결과, 연령은 몰아보기 시청빈도에 정적으로 유의한 영향을 미쳤고(B=.353, t=6.487, p<.001), 비판적 미디어 이해능력은 몰아보기 시청빈도에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다(B=.420, t=5.036, p<.001). 연령과 비판적 미디어 이해능력의 상호작용항(B=-.047, t=-2.750, p<.01)은 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(Table 7 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| (상수) | .629 | .264 | 2.379* | .111 | 1.147 |
| 연령 | .353 | .054 | 6.487*** | .246 | .459 |
| 비판적 미디어 이해능력 | .420 | .083 | 5.036*** | .256 | .583 |
| 상호작용항 | -.047 | .017 | -2.750** | -.081 | -.014 |
| F=102.647***, R2=.044, ∆R2=.001 | |||||
상호작용항이 유의함에 따라 비판적 미디어 이해능력의 조건부 효과 탐색을 위해 특정 값 선택 방법을 사용하여 조절효과를 탐색하였다. 비판적 미디어 이해능력 수준에 따라 몰아보기 시청빈도에 미치는 영향을 탐색한 결과, 평균 이하(-1SD)(B=.240, t=13.539, p<.001), 평균(B=.205, t=15.495, p<.001), 평균 이상(+1SD)(B=.169, t=8.763, p<.001)으로 나타났고, 통계적으로 유의하였다(Table 8 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| M-1SD | .240 | .018 | 13.539*** | .206 | .275 |
| Mean | .205 | .013 | 15.495*** | .179 | .231 |
| M+1SD | .169 | .019 | 8.763*** | .131 | .207 |
Fig. 4는 연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에서 비판적 미디어 이해능력의 조절효과를 나타낸 그래프이다. Table 8에 제시된 결과를 보면 비판적 미디어 이해능력의 세 수준에서 연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에 대한 회귀선이 모두 유의하였다. 따라서 연령과 몰아보기 시청빈도의 관계에서 비판적 미디어 이해능력이 조절효과를 지니고 있다. 결론적으로, 연령이 높을수록 몰아보기 시청빈도가 높아지고, 비판적 미디어 이해능력이 높은 집단이 몰아보기 시청빈도가 더 높은 것으로 나타났다. 그러므로 가설 2-1은 지지되었다.
다음으로, 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에서 비판적 미디어 이해능력이 조절효과를 지니는지를 살펴보기 위해 Hayes의 Process Macro model 1을 이용하여 분석하였다. 분석 결과, 연령은 몰아보기 시청시간에 부적으로 유의한 영향을 미쳤고(B=-21.342, t=-9.830, p<.001), 비판적 미디어 이해능력은 몰아보기 시청시간에 부적으로 유의한 영향을 미쳤다(B=-31.411, t=-7.381, p<.001). 연령과 비판적 미디어 이해능력의 상호작용항(B=5.757, t=6.593, p<.001)은 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(Table 9 참조).
상호작용항이 유의함에 따라 비판적 미디어 이해능력의 조건부 효과 탐색을 위해 특정 값 선택 방법을 사용하여 조절효과를 탐색하였다. 비판적 미디어 이해능력 수준에 따라 몰아보기 시청시간에 미치는 영향을 탐색한 결과, 평균 이하(-1SD)(B=-8.216, t=-15.804, p<.001), 평균(B=-7.077, t=-18.301, p<.001), 평균 이상(+1SD)(B=-5.938, t=-10.522, p<.001)으로 나타났고, 통계적으로 유의하였다(Table 10 참조).
| 구분 | B | s.e. | t | LLCI | ULCI |
|---|---|---|---|---|---|
| M-1SD | -8.216 | .520 | -15.804*** | -9.235 | -7.196 |
| Mean | -7.077 | .387 | -18.301*** | -7.835 | -6.319 |
| M+1SD | -5.938 | .564 | -10.522*** | -7.044 | -4.832 |
Fig. 5는 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에서 비판적 미디어 이해능력의 조절효과를 나타낸 그래프이다. Table 10에 제시된 결과를 보면 비판적 미디어 이해능력의 세 수준에서 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에 대한 회귀선이 모두 유의하였다. 따라서 연령과 몰아보기 시청시간의 관계에서 비판적 미디어 이해능력이 조절효과를 지니고 있다. 결론적으로, 연령이 높아질수록 몰아보기 시청시간은 낮아지고, 비판적 미디어 이해능력이 높은 집단이 몰아보기 시청시간이 낮은 것으로 나타났다. 그러므로, 가설 2-2는 지지되었다.
Ⅴ. 결론 및 함의
이 연구는 정보통신정책연구원의 2020 한국미디어패널조사의 자료를 이용하여, 콘텐츠 몰아보기 유형이 연령에 따라 차이가 있는지를 탐색하였고, 연령과 몰아보기 유형의 관계에서 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력의 조절효과가 발생하는지를 확인하였다. 그 결과로써, 첫째, 연령이 높아질수록 몰아보기 시청빈도는 높아지며, 몰아보기 시청시간은 낮아지는 것으로 나타났다. 둘째, 연령과 몰아보기 시청빈도 및 시청시간의 관계에서 인지욕구의 조절효과가 발생하였다. 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단 모두 연령이 높아질수록 몰아보기 시청빈도가 높아졌으며, 인지욕구가 높은 집단과 낮은 집단의 상호작용은 대립효과가 나타났다. 셋째, 연령과 몰아보기 시청빈도 및 시청시간의 관계에서 비판적 미디어 이해능력의 조절효과가 발생하였다. 연령이 높아질수록 몰아보기 시청빈도가 높아지며, 비판적 미디어 이해능력이 높은 집단이 몰아보기 시청빈도가 더 높게 나타났다. 그리고 연령이 높아질수록 몰아보기 시청시간이 낮아지며, 비판적 미디어 이해능력이 높은 집단이 몰아보기 시청시간이 낮은 것으로 나타났다.
이 연구의 결과는 다음과 같은 이론적․실무적 함의가 있다. 첫째, 정보통신정책연구원의 패널데이터를 통해 국내 OTT 이용자들의 연령에 따른 몰아보기 시청유형의 차이를 확인함으로써, 몰아보기 시청유형의 특징을 살펴봤다는 점에서 이론적 공헌점이 있다. 몇몇 연구들은 연령이 몰아보기 행위에 영향을 주는 요인임을 확인해왔다(Han et al., 2017; Hwang & Kim, 2020). 이 연구들은 연령이 낮은 사람일수록 몰아보기가 편리하고 효율적이며 유용하다고 인식하는 경향이 높기 때문에 연령이 높은 사람에 비해 몰아보기를 더 많이 한다고 주장했다(Han et al., 2017). 그러나 이 연구들이 연령에 따라 몰아보기 정도의 차이가 있다는 것은 확인하였지만, 연령에 따른 몰아보기 시청유형이 어떻게 다른지는 검증하지 못했다. 본 연구는 높은 연령의 사람일수록 몰아보기 시청빈도는 높지만, 몰아보기 시청시간은 낮다는 것을 확인했다는 점에서 의의가 있다.
둘째, 연령과 몰아보기 시청빈도 및 몰아보기 시청시간의 관계에 영향을 주는 조절변수를 분석했다는 점에서 이론적 공헌점이 있다. 많은 연구자들은 연령과 인지욕구(e.g., Choi et al., 2018; Ding et al., 2020; McKay-Nesbitt et al., 2011), 연령과 비판적 미디어 이해능력(e.g., Hwang et al., 2012; Rasi et al., 2019), 몰아보기와 인지욕구(e.g., Shim & Sung, 2022; Shim et al., 2018; Zerna et al., 2022) 등의 관계에 관해 연구해 왔다. 본 연구는 개인의 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력이 연령과 몰아보기의 관계를 조절한다는 것을 패널데이터를 통해 검증함으로써, 콘텐츠 몰아보기 연구의 지평을 넓혔다는 점에서 이론적 의의가 있다.
셋째, 본 연구의 결과가 항공기 기내 OTT 서비스 전략에 대한 인사이트를 제공한다는 점에서 실무적 공헌점이 있다. 몇몇 연구자들은 기내 서비스 품질(e.g. Na et al., 2011; Wang & Park, 2016)과 기내 서비스 만족(e.g. Kim et al., 2013)에 영향을 미치는 요인들을 확인하거나, 기내 서비스가 고객 충성도에 미치는 영향을 확인하는 연구들을 진행하였다. 그러나 본 연구는 COVID-19 팬데믹 기간을 지나고, 항공사에서 새로운 고객 유치 및 고객 만족을 높이기 위한 서비스인 기내 OTT 서비스 전략을 주제로 하고 있다. 구체적으로, 이 연구의 결과는 장거리노선을 이용하는 고객의 연령을 고려하여 기내 서비스로 제공하고자 하는 OTT 콘텐츠를 선정할 필요가 있다고 제시한다. 고연령 고객은 저연령 고객보다 몰아보기 시청빈도가 높기 때문에, 고연령 고객에게는 1회 에피소드 당 시간은 짧고 여러 회차로 구성된 OTT 콘텐츠를 제공하는 것이 고객 만족에 긍정적인 영향을 줄 것으로 예상한다.
또한, 본 연구의 결과가 항공기 기내 서비스 전략으로서 기내 엔터테인먼트(IFE, In-Flight Entertainment) 분야에 새로운 방향을 제시한다는 점에서 의의가 있다. 기내 엔터테인먼트는 컴퓨터 스크린 기술의 발전에 따라 1980년대 항공기에 처음 도입되었고, 기내 엔터테인먼트의 콘텐츠는 운항 정보, 영화, 음악, 게임 등으로 구분된다(Heo et al., 2023). 항공기 이용객이 증가하고, 고객 개인의 차별화된 서비스 제공 요구로 항공사들은 이들 요구를 충족시킬 수 있는 다양한 서비스를 제공하고자 한다(Lee & Kim, 2011).
연구자들은 고객 만족에 긍정적인 영향을 주는 항공기 기내 서비스 전략에 관한 인사이트를 제안하는 연구들을 진행해 왔고, 이 연구들은 항공사 서비스 유형, 대형항공사와 저가항공사와 같은 항공사 유형, 고객의 인구통계학적 요인 등에 따른 고객 만족의 차이를 검증했다(Kwak & Park, 1999; Kwon & Hyun, 2022; Lee et al., 2013; Choi et al., 2021). Lee & Kim(2011)은 항공사 운영의 많은 부분을 차지하는 기내 인적 서비스에 대한 투자보다는 탑승 수속 절차의 간소화나 최첨단의 기내 엔터테인먼트 장비 도입과 같은 부분을 보완하는 것이 항공사 운영과 고객 만족에 더 많은 도움을 줄 것으로 판단했다. 기내 엔터테인먼트는 항공기 기내 서비스 전략의 주요한 요인으로 볼 수 있다(Kim, 2019; Yang & Cho, 2021). 기내 엔터테인먼트는 항공기를 여행의 단순공간이동 차원이 아니라, 문화적 공간으로 승화시키는 결정적 요소로 작용하기도 한다(Kim, 2008).
고객 만족을 높이기 위한 항공기 기내 서비스 전략의 관점에서 기내 엔터테인먼트에 대한 업계와 학계의 관심이 높아지고 있으며, 본 연구의 결과는 고객 만족을 높일 수 있는 기내 엔터테인먼트 전략에 대한 인사이트를 제안했다는 데에 의의가 크다. 케세이퍼시픽항공, 티웨이항공, 대한항공, 에미레이트항공, 에어캐나다 등 항공사가 기내 OTT 서비스 제공을 위해 OTT 플랫폼과의 전략적 제휴를 시작했다. 본 연구는 항공사가 기내 엔터테인먼트 콘텐츠를 선정할 때, 고객 연령에 따라 콘텐츠 편성 방식을 고려하여 차별화된 콘텐츠를 제공해야 할 것으로 판단했다. 즉, 고객 연령에 따라, 에피소드 수와 에피소드 당 러닝타임을 고려한 콘텐츠 제공이 필요하다. 넷플릭스의 콘텐츠 중에서, ‘더글로리’ 시즌1의 구성은 8개 에피소드, 평균러닝타임 49.6분이고, ‘에밀리, 파리에 가다’ 시즌1의 구성은 10개 에피소드, 평균러닝타임 28.4분이다. 항공기 기내의 한 공간에 오랜시간 앉아 콘텐츠를 몰아보기 할 수 있는 물리적 공간에서, 고객 연령과 콘텐츠 편성방식을 고려한 콘텐츠 선정이 고객 만족에 영향을 줄 것이다.
이와 함께, 본 연구의 결과는 인지욕구와 비판적 미디어 이해능력과 같은 고객 개인의 심리적 요인 또한 기내 엔터테인먼트 전략을 위한 중요한 고려 요인임을 제안한다. 즉, 인지욕구가 높은 항공기 이용 고객은 인지욕구가 낮은 고객보다 몰아보기 시청시간과 몰아보기 시청빈도가 낮고, 비판적 미디어 이해능력이 높은 항공기 이용 고객은 낮은 고객에 비해 몰아보기 시청빈도는 높지만, 물아보기 시청시간은 낮기 때문에, 항공사는 기내 엔터테인먼트의 콘텐츠 선정을 위해 항공기 고객의 심리적 요인을 고려할 필요가 있을 것이다.
향후 항공기 기내의 물리적 공간의 환경, 비행거리 및 시간, 여행 국가 등 고객 만족에 영향을 주는 요인들과 기내 엔터테인먼트 서비스 전략과의 관련성을 실증적으로 확인하는 연구들이 의미있을 것으로 기대된다.
