个人网上银行客户体验基本构成要素间作用关系实证研究，本文主要内容关键词为：网上银行论文,实证研究论文,客户论文,关系论文,构成要素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：1002-4565(2014)07-0043-07 伴随网络技术的广泛应用和互联网的不断发展，凭借其特有的优势，个人网上银行发展迅速，逐步发展成为与传统柜面并驾齐驱的银行主要客户服务渠道，其重要性不断突现。然而，随着增长速度的放缓，严重的同质化和来自第三方支付机构的冲击使得个人网上银行难以建立客户信任和忠诚，无法取得所期望的竞争优势。客户体验和客户体验管理(Pine Ⅱ和Gilmore，1999[1])的提出，为个人网上银行解决同质化问题，重新取得竞争优势提供了解决方法，不少学者和机构都展开了这方面的研究和实践。邱以伦(2004)以个人网上银行客户为例，对线上服务品质衡量问题进行了研究[2]。2005年，美国研究机构Keynote对多家银行开展了个人网上银行客户体验方面的调查研究。陈军亮等(2008)等研究了网上银行客户体验评价体系[3]。中国金融认证中心(CFCA)也连续多年对个人网上银行的客户体验进行调查分析[4]。 Pine Ⅱ和Gilmore(1999)在《体验经济》中提到，“客户惊喜=客户感觉到的-客户期望得到的”[1]。而郭红丽(2006)认为就本质而言，客户满意关注的也是客户潜在的价值需求，与客户体验在概念层次上具有很高的一致性[5]。基于客户满意和客户体验之间紧密的内在联系，本文借鉴客户满意理论与美国客户满意度指数模型(ACSI)[6]，引入体验感知、体验期望以及感知价值等概念，构建个人网上银行客户体验基本构成，构成要素间的逻辑关系如图1所示。
图1 个人网上银行客户体验基本构成要素间的逻辑关系 由于个人网上银行客户体验的构成要素及体验感知影响因素均属于潜变量，无法直接准确地测量。因此，本文采用结构方程模型方法。 结构方程模型源于Sewll Wright的路径分析思想，整合了因子分析、路径分析和多重线性回归分析的思想和方法，同时具有因子分析与路径分析的优点，既能分析变量之间的相互因果关系，又考虑到了误差因素，且不受路径分析的假设限制。结构方程模型包括测量方程和结构方程两个部分：测量方程描述潜变量与指标之间的关系；结构方程则描述潜变量之间的关系(侯杰泰等，2004[7])。 结构方程模型有着处理多个变量等优点，在社会学、经济学和心理学等领域得到了广泛的应用。在个人网上银行客户体验相关研究中，一些国内外学者采用结构方程模型进行了探索。Mukherjee和Nath(2003)通过构建个人网上银行客户信任的结构方程模型，发现共享价值和隐私是最重要的信任影响因素[8]。Floh和Treiblmaier(2006)使用结构方程模型对银行客户的网上忠诚(E-loyalty)进行了研究[9]。Marimon(2012)在对西班牙个人网上银行客户忠诚的研究中，通过结构方程模型发现服务质量和补救对忠诚存在显著的影响[10]。 基于前人的研究，本文在实证过程中采用结构方程模型开展验证性因子分析，并对相应的关系假设进行检验。 二、关系假设及概念模型 (一)关系假设 基于前人研究成果，本文认为体验感知、体验期望和感知价值是个人网上银行客户体验的构成要素，其三者之间的关系是：当体验感知超出其体验期望时，感知价值为正值；当体验感知小于其体验期望时，感知价值表现为负值；当体验感知等于其体验期望时，感知价值则为零。本文提出以下假设： H1：个人网上银行的体验感知越好，则个人网上银行的感知价值越高。 H2：个人网上银行的体验期望越强，则个人网上银行的感知价值越低。 H3：个人网上银行的体验期望越强，则个人网上银行的体验感知越好。 同时，本文认为，安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务、营销活动、便利等感知影响会对体验感知产生影响。因此提出如下假设： H1a：个人网上银行的安全越有保障，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1b：个人网上银行的使用成本越有优势，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1c：个人网上银行的易用性越强，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1d：个人网上银行的速度越快且越稳定，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1e：个人网上银行的品牌信任越强，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1f：个人网上银行的客户服务越好，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1g：个人网上银行的功能满足越充分，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1h：个人网上银行的营销活动体验越好，则客户个人网上银行的体验感知越好。 H1i：个人网上银行的便利性越强，则客户个人网上银行的体验感知越好。 (二)概念模型 基于以上分析和假设，本文建立个人网上银行客户体验基本构成要素间作用关系概念模型，如图2所示。概念模型中，“+”、“-”符号分别表示不同因素之间作用关系的性质，“+”号表示正向的影响，“-”号表示反向的影响。体验感知对感知价值有正向的影响；而体验期望对感知价值则有反向的影响；同时体验期望对体验感知有正向的影响。安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务、营销活动、便利等因素均会对体验感知产生正向的影响。
图2 作用关系概念模型 三、实证研究 (一)样本特征 调查样本为5家银行的个人网上银行客户，共回收有效问卷2033份。其中，1614份为网络问卷；另发放1000份纸质问卷，收回有效问卷419份。调查对象均具有使用个人网上银行的经验，年龄在40岁以下的占比达到84.55%，专科及以上学历占比达到85.19%，收入也主要集中于2000～5000元，占比为65.03%。 (二)探索性因子分析 各变量的问项均采用李克特(Likert)5级量表进行测量。为确保测量的效度与信度，本文通过文献研究、小规模访谈、编制初始问卷、前测等步骤最终确定调查问卷。本文使用SPSS for Windows V22.0.0，利用主成分分析和方差最大正交斜转法(Varimax)对调查问卷中客户体验构成要素相关问项展开探索性因子分析，得到3个特征值大于1的因子。KMO和巴特利球形检验结果显示：KMO=0.791，近似卡方=9333.365，df=36，Sig=0.000，累计方差解释率=77.319%。根据Kaiser给出的KMO值度量标准：当KMO值大于等于0.8但小于0.9时，样本数据适合进行因子分析。由此可知，样本检验结果显著，数据可以进行因子分析。 然后，本文使用同样的方法对问卷中感知影响相关问项进行分析，得到9个特征值大于1的因子。KMO和巴特利球形检验结果显示：KMO=0.825，近似卡方=63676.311，df=903，Sig=0.000，累计方差解释率=79.687%。 (三)信度分析 信度也被称为可靠性，是指对同一或相似母体重复进行调查或测验，产生相同结果的准确程度，通常涉及测量的可靠性、稳定性和预测性。在进行探索性因子分析之后，本文采用克隆巴赫系数(Cronbach’s α)法进行信度分析。根据Nunnally所采用的标准，当因子的克隆巴赫系数均大于0.7才加以保留。对探索性因子分析所产生的12个因子进行信度分析，结果发现：①12个因子的克隆巴赫系数均大于0.8；②整体克隆巴赫系数为0.867；③当删除相关问项后，克隆巴赫系数的变化区间在0.861～0.870之间，未出现信度的显著变化。由此可推断：本文各测量问项之间内在一致性明显，具有良好的内部一致性，信度指标可接受。 (四)效度分析 效度可以显示一项研究的真实性和准确程度。结构效度主要包括收敛效度和区别效度两个方面。为了确认各问项是否能代表各个构造变量，需要进行验证性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)以检测问卷结果的收敛效度。在评价验证性因子模型时，必须检查多个模型适配度指标，一般包括
、GFI、AGFI、RMSEA、CFI和NFI等。依据Hair等(2009[11])、吴明隆(2009[12])等学者的观点，本文采取以下指标及标准对验证性因子模型的适配度进行评价，如表1所示。 本文分别建立构成要素和感知影响验证性因子模型，并使用SPSS、AMOS、V22.0进行效度分析。 1.构成要素验证性因子分析。 根据构成要素验证性因子模型(图3)的运行结果，验证性因子模型各标准化相关系数对应的p值均在0.001水平上显著。因此，可以认为相应标准化相关系数有效。 在模型适配度评价中，
为78.132，p值=0.000，达到显著水平。其中，
数值较大。但根据Hu，Bentlr和Kano(1992)的研究，当样本数量小于5000时，
值一般会有正向偏差，容易拒绝模型[13]。而单以
值及其显著性概率值p作为评估假设模型与样本数据间是否适配已经被证实欠缺正确性(Chan，2007[14])。从其他模型适配度指标来看，GFI=0.986，远好于0.9的可接受值；AGFI为0.963，也超过了0.95；RMR=0.026，小于0.05；RMSEA=0.068，小于0.08的标准；CN值为382，大于200的标准；NFI=0.983、RFI=0.968、IFI=0.985、TLI=0.971、CFI=0.985，各指标的值均超过0.95。基于上述分析，本文认为构成要素验证性因子模型拟合良好，具有良好的收敛效度。
图3 构成要素验证性因子模型 随后，本文对构成要素验证性因子模型进行区别效度检验。区别效度是指构造变量所代表的潜在特质与其他构造变量所代表的潜在特质有低度相关或有显著的差异存在(吴明隆，2009[12])。构造变量之间区别效度指各个问项应只反映一个特定潜变量(因子)。如果测量模型中有高的跨因素指标存在，则表现为测量模型的区别效度不好。区别效度一般采用卡方差异检验法(Chi-square difference test)进行检验。 在区别效度检验中，客户体验影响因素验证性因子模型中共有3个变量，需进行3次区别效度检验，检验结果显示，Δ
均远大于10.834(Δdf=1)，达到0.001显著水平。 综合上述收敛效度和区别效度检验的结果，可以确定构成要素验证性因子模型的结构效度良好，模型可以接受。 2.感知影响验证性因子分析。 本文建立感知影响验证性因子模型，模型包括安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务、营销活动、便利等9个潜变量(因子)构成。 根据运行结果，感知影响验证性因子模型各标准化相关系数对应的p值均在0.001水平上显著。因此，可以认为相应标准化相关系数有效。在模型适配度评价中，
为1997.388，p值=0.000，达到显著水平。同样存在
数值较大的情况。从其他评价指标来看，GFI=0.90，正好达到可接受值；AGFI为0.880，虽未达到0.9，但也已相当接近；RMR=0.044，小于0.05；RMSEA=0.057，小于0.08的标准；CN值为297，大于200的标准；NFI=0.921、RFI=0.911、IFI=0.931、TLI=0.922、CFI=0.931，各指标的值均超过0.90的标准。基于上述分析，本文认为感知影响验证性因子模型拟合良好，具有良好的收敛效度。 体验感知影响因素验证性因子模型中共有9个变量，各变量间共需进行36次区别效度检验。检验结果显示，模型中36次区别效度检验中，Δ
均大于10.834(Δdf=1)，全部达到0.001显著水平。 综合上述收敛效度和区别效度检验的结果，可以确定感知影响验证性因子模型的结构效度良好，模型可以接受。 四、假设检验 通过信度与效度分析，个人网上银行客户体验的构成要素和感知影响验证性因子模型均可接受，相关数据也可以使用。在此基础上，本文进一步构建结构方程模型对概念模型各项假设进行检验。 (一)构成要素作用关系相关假设检验 在构成要素验证性因子模型的基础上，本文建立构成要素作用关系检验模型，如图4所示。
图4 构成要素作用关系检验模型 本文继续使用SPSS、AMOS、V22.0运行检验分析，运行结果如表2所示。
模型适配度指标如表3所示。综合表2和表3的运行结果，可以发现体验感知对感知价值的标准化相关系数估计值为0.643，其p值达到0.001的显著水平；体验期望对体验感知的标准化相关系数估计值为0.105，其p值达到0.001的显著水平；体验期望对感知价值的标准化相关系数估计值为-0.099，其p值达到0.001的显著水平。同时，从模型的适配度指标来看，所有适配指标均达到相应的衡量标准。因此，从整体来看，构成要素作用关系检验模型可以接受。
根据检验模型的运行结果，结合文献研究的成果，本文得出以下结论： H1：个人网上银行的体验感知越好，则个人网上银行的感知价值越高。 根据检验模型的运行结果，体验感知对感知价值的标准化相关系数估计值为0.643，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1成立，体验感知对个人网上银行感知价值有正的显著影响。 H2：个人网上银行的体验期望越强，则个人网上银行的感知价值越低。 根据检验模型的运行结果，体验期望对感知价值的标准化相关系数估计值为-0.099，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H2成立，体验期望对个人网上银行感知价值有负的显著影响。 H3：个人网上银行的体验期望越强，则个人网上银行的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，体验期望对体验感知的标准化相关系数估计值为0.105，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H3成立，体验期望对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 (二)感知影响作用关系相关假设检验 在感知影响验证性因子模型的基础上，本文建立感知影响作用关系检验模型，如图5所示。
图5 感知影响作用关系检验模型 继续使用SPSS、AMOS、V22.0运行检验分析。根据运行结果可以发现，在9个体验感知影响变量中，安全、使用成本、易用、速度与稳定、功能满足、客户服务和便利的标准化相关系数估计值都较高，且其p值达到0.001显著水平。而品牌信任的标准化相关系数估计值为0.063，其p值为0.013，达到p＜0.05的显著水平。营销活动的标准化相关系数估计值仅为0.021，其p值为0.383，远未达到p＜0.05的显著水平。同时，从模型的适配度指标来看，RMSEA、CN等绝对适配指标和NFI、RFI、IFI、TLI、CFI等相对适配指标已达到相应标准，而GFI、AGFI和RMR等绝对适配指标虽未达到相应标准，但已相当接近。因此，从整体来看，感知影响作用关系检验模型可以接受。 根据感知影响作用关系检验模型的运行结果，结合相关文献资料和实际情况，就体验感知相关假设，本文得出以下结论： H1a：个人网上银行的安全越有保障，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，安全对体验感知的标准化相关系数估计值为0.140，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1a成立，安全对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1b：个人网上银行的使用成本越有优势，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，使用成本对体验感知的标准化相关系数估计值为0.391，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1b成立，使用成本对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1c：个人网上银行的易用性越强，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，易用对体验感知的标准化相关系数估计值为0.472，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1c成立，易用对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1d：个人网上银行的速度越快且越稳定，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，速度与稳定对体验感知的标准化相关系数估计值为0.137，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1d成立，速度与稳定对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1e：个人网上银行的品牌信任越强，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，品牌信任的标准化相关系数估计值为0.078，达到0.05显著性水平。此外，廖俊峰等(2010)在对网上银行品牌选择影响因素进行研究时发现，商业银行的宣传并没有起到应有作用，顾客对网上银行品牌的选择多是基于对银行母品牌的原有信任倾向以及个人对该网银品牌的了解与认识[15]。这一观点在实际观察中也能得到证实，客户对个人网上银行品牌的信任更多是来自于银行的整体品牌。基于上述原因以及品牌信任的p值已达到0.05显著水平的结果，本研究判定假设H1e成立，品牌信任对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1f：个人网上银行的功能满足越充分，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，功能满足对体验感知的标准化相关系数估计值为0.210，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1f成立，功能满足对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1g：个人网上银行的客户服务越好，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，客户服务对体验感知的标准化相关系数估计值为0.261，达到0.001显著性水平。因此，初步判定假设H1g成立，客户服务对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 H1h：个人网上银行的营销活动体验越好，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，营销活动对体验感知的标准化相关系数估计值为0.021，未达到0.05显著性水平。Wang和Huarng(2002)将网站整体感觉、价格、商品可用性、商品状态、准时交货、退货政策、网上客服可用性、电子邮件确认和营销活动作为网上购物满意度的影响因子，最终发现前8个因子与网上购物满意度相关性的p值都达到0.05显著水平，但营销活动除外[16]。而目前个人网上银行营销活动的内容主要集中于费用的减免方面，尽管形式多样，客户也很关注，但其产生的影响主要体现在客户对使用成本方面的感知。同时，在日常工作中可以观察到，营销活动往往对吸引客户注册启用个人网上银行的作用比较明显。而本研究的被调查者均为各家银行的个人网上银行客户。基于上述原因以及营销活动的p值远未达到0.05显著水平的结果，本研究判定假设H1h不成立，营销活动对个人网上银行体验感知没有显著影响。 H1i：个人网上银行的便利性越强，则客户的体验感知越好。 根据检验模型的运行结果，便利对体验感知的标准化相关系数估计值为0.211，达到0.001显著性水平。因此，判定假设H1i成立，便利对个人网上银行体验感知有正的显著影响。 五、结论与展望 本文采用结构方程模型，对体验感知、体验期望和感知价值等个人网上银行客户体验基本构成要素之间的作用关系以及安全、使用成本等因素对体验感知的作用关系进行实证研究。在构建基本构成要素间作用关系概念模型的基础上，本文通过文献研究、小规模访谈、编制初始问卷、前测等步骤，最终确定调查问卷，以网络问卷和纸质问卷的形式大规模发放。根据2033份有效调查问卷的结果，采用探索性因子的方法提取出体验感知、体验期望和感知价值这三个客户体验构成要素变量，以及安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务、营销活动和便利等9个感知影响变量。通过信度、效度检验，使用结构方程模型工具构建并运行构成要素和感知影响作用关系检验模型，对此前提出的假设进行分析检验。最后，根据检验模型的运行结果，本文得出结论：体验感知对个人网上银行感知价值有正的显著影响；体验期望对个人网上银行感知价值有负的显著影响；体验期望对个人网上银行体验感知有正的显著影响；安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务和便利等体验感知影响因素对个人网上银行体验感知有正的显著影响；而营销活动对个人网上银行体验感知没有显著影响。 上述作用关系的论证结果能够运用到个人网上银行的客户体验管理工作之中。尤其是在客户体验的设计环节，基于安全等因素对体验感知的正向影响以及体验感知对感知价值的正向影响，银行可以通过增加投入，提升安全、使用成本、易用、速度与稳定、品牌信任、功能满足、客户服务和便利等环节的体验，来提升个人客户的体验感知，并进而提高感知价值。同时，银行还应注意体验期望对感知价值的反向作用关系，应当采取“期望管理”的措施来降低客户的体验期望，以减小其对感知价值的影响。此外，营销活动对体验感知没有显著的影响，这使得银行在进行个人网上银行相关的营销活动时，应注意有效性的问题。对客户而言，丰富多彩的营销活动可能远不及使用成本的下降，或是功能的不断创新和优化。
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个人网上银行客户体验基本要素关系的实证研究_个人网上银行论文
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