互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素作用機制研究
——基于中部六省數據的實證分析

鄧 恩，向志強（．湖南大學，湖南 長沙 4002；2．湖南廣播電視大學，湖南 長沙 40004）

?

互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素作用機制研究
——基于中部六省數據的實證分析

鄧 恩1，2，向志強1
（1．湖南大學，湖南 長沙 410012；2．湖南廣播電視大學，湖南 長沙 410004）

摘要：根據國內外相關文獻、理論構建了互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的理論模型并提出研究假設，在此基礎上對理論模型進行實證檢驗。試圖通過研究互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素中公共因子之間的相互作用和內在作用機理，探索出互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的作用機制，為提升互聯網金融品牌形象傳播效果提供決策參考。

關鍵詞：互聯網金融；品牌形象；傳播效果；影響因素作用機制

互聯網金融品牌形象傳播影響因素的作用機制是指影響互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素之間相互聯系、相互制約、相互作用的內在作用機理，這些影響因素形成有機整體，以實現互聯網金融品牌形象的健康傳播為目的。本文基于作者前期對影響互聯網金融品牌形象傳播效果的評價、影響因素研究，［1］（p50-127）通過因子分析提取了影響互聯網金融品牌形象傳播的五大公共因子，這五大公共因子是如何相互關聯和制約？它們形成了怎樣的作用機制，從而影響互聯網金融品牌形象的傳播效果？本文運用結構方程模型對以上問題進行探討，從而構建互聯網金融品牌形象傳播影響因素的作用機制。

一、概念模型

研究互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的作用機制，首先須構建互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的作用模型，提出影響因素的研究假設，對各影響因素模型進行假設檢驗，從而對因子進行調整，最終形成影響互聯網金融品牌形象傳播效果的因子作用機制。通過前文的研究可以發現影響互聯網金融品牌形象傳播效果的因素非常多，筆者前期利用SPSS統計分析軟件對影響因素進行了探索性因子分析，提取出五個公共因子，分別是組織關系維護因子、受眾差異區分因子、傳播者態度與能力因子、傳播內容與企業形象因子、傳播方式渠道因子，這五個公共因子基本上可以將所有影響因素的作用包含在內。公共因子通過共同作用影響互聯網金融品牌形象的傳播效果，但每個因子的影響作用、影響程度、影響方式均不相同，且因子之間的相互作用亦不相同。正是因為這些不同，使我們研究互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的作用機制非常必要。因此，研究這五大公共因子之間的相互作用和內在運行機制就是本文要著重研究的內容。

圖1 互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素作用機制模型

筆者在國內外相關文獻綜述的基礎上，針對互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的公共因子，提出以下模型。

模型說明：

1．受眾差異區分。

根據作者前期研究因子分析的結論可知，受眾差異分析包含“接受者專業性”、“接受者主動性”、“顧客形象”、“消費觀念”這四個影響因素，具體表現為消費者或者信息接收者對產品具有的專業能力、主動接受產品信息的需求、對品牌的忠誠和維護水平、消費傾向。在良好的互聯網品牌形象傳播過程中，必須要考慮消費者（受眾）差異。從理論上講，消費者的不同，決定了傳播方式渠道、傳播內容和企業形象、消費者與傳播的關系不同。

2．傳播方式渠道。

傳播方式渠道包含“傳播方式”、“傳播媒介”這兩個影響因素，具體表現為互聯網金融企業傳播信息的途徑、渠道。傳播信息的方法和渠道不僅會影響傳播內容信息的有效體現，還會影響企業形象的建立，從而影響消費者與企業長期關系的維護，基于此，傳播方式渠道的選擇會作用于傳播內容與企業形象、組織關系維護兩個因子。

3．傳播者態度和能力。

傳播者態度和能力包含“企業文化”、“傳播者動機態度”、“傳播者專業性”這三個影響因素，主要是指互聯網金融企業在長期經營過程中形成價值觀念、傳播信息的目的性強度、傳播產品信息過程中的信息所具有的專業程度。互聯網金融企業在長期經營過程中形成的價值觀念會影響企業形象和組織關系，而傳播者傳播產品的專業性和目的性會影響傳播內容的有效性和傳播方式渠道的合適性。因此，傳播者的態度和能力會影響傳播方式渠道、傳播內容和企業形象以及組織關系維護。

4．傳播內容和企業形象。

傳播內容和企業形象包含“產品信息透明度”、“企業形象”這兩個影響因素，是指互聯網金融企業傳播產品有效信息的水平、在與外界接觸中形成的整體形象。互聯網金融企業傳播的產品信息具體內容會直接影響企業品牌形象，且企業形象的建立是企業在與外界接觸中的整體形象，會影響企業與消費者之間的關系。

5．組織關系維護。

組織關系維護包含“風險水平”、“信用水平”、“涉入程度”、“關系強度”、“信任傾向”這五個影響因素，具體表現為互聯網金融機構抗擊風險的能力、與消費者建立的信用水平、消費者對產品的既有態度、消費者與互聯網金融機構或者品牌形象傳播者的熟悉程度、消費者與互聯網金融機構或者品牌形象傳播者的信任水平。消費者與企業的關系直接影響企業品牌形象的傳播效果。

二、研究假設

1．關于受眾差異區分的假設。

互聯網金融品牌形象傳播的受眾差異區分有利于選擇合適的傳播方式渠道，從而促進著品牌形象傳播效果。內部受眾是指信息的傳播者，可以理解為信息傳播的來源，因為品牌傳播歸根到底不是源自媒體或者媒介，而是來源于企業。他們不僅是信息傳播者，也是信息傳播的受眾。內部受眾在傳播過程中不僅擔當傳播信息的主要職責，同時對自己的品牌也具有一定的認知和判斷，也會對在社會關系中聽到的有關品牌的看法進行回復和反饋。外部受眾是一個集合體，不僅包含市場中的消費者，還包含各式各樣接受信息的群體。根據傳播對象劃分，可以劃分為“目標受眾”和“社會公眾”。目標受眾是傳播過程中最直接的傳播對象，是企業進行品牌傳播過程中目標客戶或目標群體。社會公眾是指參與到社會活動中的群體，一般我們將品牌競爭者、媒體、政府組織等機構定義為社會公眾。按照品牌態度來分，外部受眾則可以分成“正認同”、“負認同”、“搖擺認同”三個心理群體。［2］（p15-16）基于此，提出假設。

H1a:受眾差異區分對傳播方式渠道的選擇具有正向影響。

H1b:受眾差異區分對傳播內容和企業形象具有正向影響。

H1c:受眾差異區分對組織關系維護具有正向影響。

2．關于傳播方式渠道的假設。

傳播方式渠道的選擇對于如何達到傳播目的具有重要意義。促銷等傳統傳播方式渠道是企業在顧客購買和使用產品時，加強品牌與顧客或潛在顧客之間聯系的一種手段。［3］（p33）而網絡技術的快速發展，互聯網的飛速發展與普及，以及獲得信息的便利性等特點，也使得人們對網絡的依賴度比傳統的渠道依賴度更高。［4］（p689-697）選取合適的傳播方式有利于傳播內容的傳達，從而保證傳播內容的有效傳遞。根據品牌和消費者特征，通過廣告、促銷和公關營銷等傳統傳播方式和網絡傳播方式都能為企業樹立良好的產品品牌形象、有利于企業形象的塑造。傳播方式渠道的主要目的是在影響消費者行為的同時，樹立和鞏固品牌形象。根據以下推測，設計如下假設。

H2a:傳播方式渠道的選擇對傳播內容與企業形象具有正向影響。

H2b:傳播方式渠道的選擇對組織關系維護具有正向影響。

3．關于傳播者態度和能力的假設。

傳播者態度和能力是指互聯網金融企業在長期經營過程中形成價值觀念、傳播信息的目的性強度、傳播產品信息過程中的信息所具有的專業程度。傳播者能力，一方面是指傳播者的專業能力和涉入程度，另一方面是指企業作為傳播者所具有的企業文化。傳播者專業性是指傳播者反映出來的信息專業程度，它表明傳播者是否具有豐富的知識和經驗。Goldberg and Hartwick（1990）認為專業性是指信息接收者對信息來源是否具有的專業知識的評判，及其是否具備提供準確信息的能力的評判。［5］（p172-179）Gilly（1998）研究發現，被接受者認可的，具有專業性的信息來源提供的信息，會對信息接受者產生更大的影響，甚至直接影響接受者的購買決策。［6］（p83-100）為了實現互聯網金融品牌形象傳播，傳播者的態度和能力有利于傳播方式渠道的選擇。比如企業的制度文化更適用于選擇紙媒進行傳播，而企業的精神文化適用于采取電視廣播形式進行傳播；傳播者對品牌的專業程度也便于去選擇何種渠道進行傳播更加有利于受眾接受品牌信息。因此，設計如下假設。

H3a:傳播者態度與能力對傳播方式渠道的選擇具有正向影響。

H3b:傳播者態度與能力對傳播內容與企業形象具有正向影響。

H3c:傳播者態度與能力對組織關系維護具有正向影響。

4．關于傳播內容和企業形象的假設。

傳播內容是整個傳播活動中的中心環節，傳播內容即是指傳播的信息。傳播內容的及時、全面、準確程度一定程度上影響消費者的抗風險能力以及對產品性能和質量的評價能力，且直接通過內容傳播品牌信息，從而對互聯網金融品牌形象傳播具有正影響；良好的企業外部形象有利于提升消費者對企業品牌的質量信任度，建立在消費者心目中的品牌信心和認可度，從而有利于互聯網金融品牌形象傳播。因此，提出如下假設。

H4a:傳播內容與企業形象對組織關系維護具有正向影響。

H4b:傳播內容與企業形象對互聯網金融品牌形象傳播具有正向影響。

5．關于組織關系維護的假設。

只有消費者與品牌的關系轉化為具體行為，才意味著兩者建立起持久的穩定關系。對于企業而言，消費者與企業、品牌產品建立積極、有效、健康、持久的關系，有利于品牌形象有效傳播，因此組織關系維護對于互聯網金融品牌形象傳播具有正向影響作用。據此，提出如下假設。

H5a:組織關系維護對互聯網金融品牌形象傳播具有正向影響。

6．研究假設歸納。

根據上面的研究假設分析，總共提出了5個部分11個假設，見表1。

三、實證研究方案設計

1．問卷設計。

本文對互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素作用機制分析采用問卷調查的方法，主要分為設計影響因素作用機制的測量問項、預調查、形問卷終稿三個階段。問卷調查采用李克特5級量表，結合國內外學者相關研究中的問卷題項，設計出本文問卷的題項于表2所示。分析如下：

表1 互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素作用機制的研究假設歸納

（1）受眾差異區分。

根據上文因子分析結論可知，受眾差異分析包含“接受者專業性”、“接受者主動性”、“顧客形象”、“消費觀念”這四個影響因素。因此，在該潛在因子包含的具體影響因素基礎上，結合相關文獻問卷題項，設置受眾差異區分相應的測量問項。

（2）傳播方式渠道。

傳播方式渠道包含“傳播方式”、“傳播媒介”這兩個影響因素，具體表現為互聯網金融企業傳播信息的途徑、渠道。據此，設置傳播方式渠道相應的測量問項。

（3）傳播者態度和能力。

傳播者態度和能力包含“企業文化”、“傳播者動機態度”、“傳播者專業性”這三個影響因素，據此，設置傳播者態度和能力相應的測量問項。

（4）傳播內容和企業形象。

傳播內容和企業形象包含“產品信息透明度”、“企業形象”這兩個影響因素，據此，設置傳播內容和企業形象相應的測量問項。

（5）組織關系維護。

組織關系維護包含“風險水平”、“信用水平”、“涉入程度”、“關系強度”、“信任傾向”五個影響因素，據此，設置組織關系維護相應的測量問項。

（6）互聯網金融品牌形象傳播效果。

互聯網金融品牌形象的各影響因素如何作用于傳播效果是本文作用機制研究的最終目的。因此，為了研究各變量對傳播效果的影響強度，設置互聯網金融品牌形象傳播效果相應的測量問項。

2.問卷發放與匯總。

（1）調查對象。

表2 問卷測量題項

本文研究互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素作用機制，主要的調查對象仍然是為年齡在20～60歲之間，長期使用互聯網的消費者用戶。

（2）發放與回收問卷。

問卷發放方式采取電子問卷、隨機調查、網絡調查的方式，對全國互聯網用戶進行調查。正式調查問卷發放從2015年8月20日至2015年9月2日，共發放250份，回收202份，回收率81%，其中有效問卷202份，回收率100%。

（3）問卷匯總。

根據問卷匯總的202位被調查者的基本情況如下：

①性別分布。

從中部六省被調查者性別分布來看，男女比例比較均衡，男性人數117人，女性93人，分別占比55．7%、44．3%，略大于女性人數。與《2014年中國網絡購物市場研究報告》（以下簡稱《報告》）被調查者基本情況特征基本一致。

②年齡分布。

從被調查者年齡分布來看，30-39歲人數74人，較多，占比35．2%，20-29歲人數65人，占比31%，40-49歲49人，占比23．3%，50-60歲人數22人，占比10．5%。與《報告》考察目的有所差異，因此調查主體年齡分布有一定差異，但并不妨礙證明本次問卷調查的合理性。

③學歷分布。

從被調查者學歷分布來看，本科人數118人，占比56．2%，大專人數65人，占比30．9%，碩士及以上人數13人，為最少，占比6．2%，與《報告》數據基本一致。

④省份分布。

從被調查者所處的中部六省分布來看，山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南分別為34、34、31、34、35、34人，占比均在16%左右，囊括中部六省，樣本數據均勻、全面。

3．數據分析方法。

本文利用SPSS統計分析軟件，首先對問卷各指標變量進行描述性統計、問卷的信度和效度檢驗，以驗證問卷樣本數據的可靠性和有效性，然后采取結構方程模型進行假設檢驗，找出互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素之間的交互關系。

（1）描述性統計。

描述性統計是將原始數據進行加工、整理、歸類、匯總，以此得出樣本和變量特征的一種統計方法。本文采用算術平均值、標準差對問卷進行描述性統計。

（2）信度與效度檢驗。

信度與效度檢驗是檢驗樣本數據是否合理、有效的一種統計方法，它是對問卷進行實證分析前的必要步驟，只有問卷數據的信度和效度檢驗結果合格，才能表明此次問卷調查有效、可靠，能夠用來進行實證分析。本文采用Cronbach’系數對各個變量進行信度分析，采用因子分析法來檢驗問卷的結構效度。

（3）結構方程模型。

結構方程式模型或稱為因果關系、協方差結構模型，或直接稱為LISRLE模型，是利用應用方程系統表示觀測變量和潛變量之間、潛變量之間關系的一種方法，其實質上就是一種廣義的一般線性模型。［7］（p529-566）該方法的優點在于可對變量之間的相關關系進行定量分析，且模型中既可包括可觀測的變量，也可包括較難觀測的潛變量。結構方程模型主要適用于兩種情況：一是針對無法獲取變量數據的潛變量提供一個可以觀測和數據處理的方式，以便對這類變量進行研究；二是針對不同因變量之間可能具有的相關關系研究。本文通過因子分析得到的潛變量，這些潛變量較難獲取數據，且作用機制研究目的是找出各潛在變量之間的相互關系，推導出各變量如何共同作用于傳播效果，可以看出，結構方程模型正好適用于本文作用機制研究。結構方程模型構建步驟如下：

①模型假設。

在進行模型估計之前，首先要利用理論知識和相關研究成果來建立初始模型，即推測各變量之間是否具有關系。

②模型識別。

確定所估計的模型是否能求解，如果檢驗結果中模型是可識別的，表示從理論上說，模型中的每一個參數均可以求出唯一解。本文用模型自由度（df值）作為模型識別變量。若df值＜0，表明模型不存在；若df值=0，表明模型存在，且僅有唯一解；若df值＞0，表明模型存在，且有唯一解，但位置參數個數少于方程個數。

③模型估計。

采用最大似然法和廣義最小二乘法擬合模型中各參數值，量化變量之間的影響作用。

④模型評價。

對模型的整體擬合效果和各參數的估計值進行評價。主要評價指標如表3。

表3 結構方程模型評價指標體系

四、實證分析結果

1．描述性統計。

本文使用SPSS21．0統計分析軟件對互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素作用機制中的變量進行描述性統計分析，結果見表4，分析如下。

（1）受眾差異區分的描述性統計。

本問卷采用5分值量表，均值為2．5分。從表4可看出，接受者專業性、顧客形象、消費觀念的均值都在2．5周圍，僅有接受者主動性的均值略低，接近2．0，表明受眾差異區分的各影響因素值基本處于中等水平。

（2）傳播方式渠道的描述性統計。

表4 各變量的描述性統計分析結果

從統計結果可看出，傳播方式和傳播媒介的均值略低于2．5，表明社會大眾認為互聯網金融品牌的傳播方式和傳播媒介的合理性水平一般，位于中等水平。

（3）傳播者態度和能力的描述性統計。

企業文化、傳播者動機態度、傳播者專業性的均值均低于2．5，表明社會大眾認為互聯網金融品牌傳播者的態度與能力水平一般，位于中等水平。

（4）傳播內容和企業形象的描述性統計。

產品信息透明度和企業形象的均值略低于2．5，尤其產品信息透明度該因素平均值僅為2．18，表明人們認為互聯網金融企業傳播的產品信息全面、準確、及時、有效水平有待提高。

（5）組織關系維護的描述性統計。

風險水平、信用水平、涉入程度、關系強度、信任傾向的均值分布在2．5左右，表明互聯網金融企業組織關系維護水平處于中等水平。

（6）互聯網金融品牌形象傳播效果的描述性統計。

互聯網金融品牌形象傳播的現狀和未來均值均小于2．5，且人們認為互聯網金融品牌形象傳播的現狀情況較差，均值僅略高于2，表明改善互聯網金融品牌形象傳播的現狀勢在必行。

表5 互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素作用機制的信度檢驗

2．信度和效度檢驗。

（1）信度檢驗。

本文采用SPSS軟件中的Alpha系數法檢驗問卷可靠度，即計算問卷的Cronbach's Alpha值，檢驗結果如下：

由上表可知，各研究變量的Cronbach's Alpha值均高于0．7，通過了信度檢驗，說明本次問卷調查數據真實有效。

（2）效度檢驗。

本文利用KMO值和Bartlett球形度檢驗問卷有效性。檢驗結果如下：

表6 KMO測度和Bartlett球形度檢驗

由檢驗結果可以看出：KMO值等于0．959，大于0．9，且Bartlett球形度檢驗的顯著性概率為0．000，說明該次問卷調查題目設置合理有效，能夠滿足此次調查的研究需求。

3．假設檢驗。

本文根據互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素作用機制中包含的6個潛在變量，設置18個可觀測的研究因子，針對研究因子分別設置題項，共設置18個問題，然后利用SPSS統計分析軟件中的AMOS結構方程模型方法對前文提出的11個假設進行假設檢驗。本文使用AMOS結構方程模型的最大似然法，對6個潛變量之間的相關關系進行分析，模型擬合指數和假設檢驗結果如下所示。

表7 結構方程模型的擬合度檢驗

從上表可看出，x2/df值為3．262，小于判斷值5，模型擬合比較理想；RMSEA值0．078，小于判斷值0．08，達到評判標準；IFI值為0．901，大于0．9，較為理想；CFI值為0．953，大于0．95，達到判斷標準；PGFI和PNFI值均接近0．5，達到比較理想的效果；GFI和NFI分別為0．847和0．854，雖然結果不太理想，但是與判斷值0．9較為接近，因此也是可以接受的。綜上，利用本次調查數據得出的結構方程模型擬合效果較好。

從上表檢驗結果可看出，除傳播方式渠道對組織關系維護、以及傳播內容與企業形象對組合關系維護的影響作用兩個假設檢驗未通過，其他假設均得到證實。其中，受眾差異區分對傳播方式渠道、受眾差異區分對傳播內容和企業形象、受眾差異區分對組織關系維護、傳播者態度與能力對傳播方式渠道、傳播內容與企業形象對互聯網金融品牌形象傳播都具有顯著的正向影響作用，其C．R值分別為5．909、3．420、3．887、8．593、6．170，均通過顯著性水平為0．001的檢驗，故假設H1a、H1b、H1c、H3a、H4b得到證實；傳播方式渠道對傳播內容與企業形象、傳播者態度與能力對組織關系維護具有顯著的正向影響作用，其C．R值分別為1．952、1．973，均通過顯著性水平為0．01的檢驗，故假設H2a、H3c得到證實；傳播者態度與能力對傳播內容與企業形象、組織關系維護互聯網金融品牌形象傳播具有顯著的正向影響作用，其C．R值分別為2．079、2．013，均通過顯著性水平為0．05的檢驗，故假設H3b、H5a得到證實。

表8 變量之間假設關系的檢驗結果

圖2 互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的結構方程模型

根據表8的假設檢驗結果，繪制出互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素的結構方程模型圖，如圖2所示。

五、結論

本文利用SPSS統計分析軟件對影響互聯網金融品牌形象傳播效果的影響因素進行了探索性因子分析，提取出五個公共因子，分別是組織關系維護因子、受眾差異區分因子、傳播者態度與能力因子、傳播內容與企業形象因子、傳播方式渠道因子。通過問卷調查的方法、針對各影響因素之間的假設檢驗設計出影響互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素作用機制的18個測量題項，獲取原始數據，再利用SPSS軟件對數據進行描述性統計、信度和效度檢驗，驗證表明此次問卷調查數據合理有效，進一步分析后采取AMOS結構方程模型對研究假設進行檢驗，最終找出互聯網金融品牌形象傳播效果影響因素之間的交互關系。通過檢驗結果可知，所有假設中，除傳播方式渠道對組織關系維護的影響作用這一個假設檢驗未通過，其他假設均得到證實，以此表明模型設計結果獲得現實數據證實，具有實踐意義。

參考文獻：

［1］鄧恩．互聯網金融品牌形象傳播效果評價模型構建與實證研究——以支付寶和積木盒子品牌為例［J］．新聞與傳播研究，2015，（10）．

［2］張晰．品牌傳播的受眾類型與消費心理分析［D］．華中科技大學碩士學位論文，2012，（5）．

［3］向穎．汽車品牌整合營銷傳播——兼論生活方式的思考［D］．湖北工業大學碩士學位論文，2009．

［4］Schweitzer J C．Personal computers and media use［J］．Journalism & Mass Communication Quarterly，1991，68，（4）．

［5］Goldberg Me，Hart wick J．The effect of advertiser reputation and extremity of advertising claim on advertising effectiveness［J］．Journal of Consumer Research，1996，（17）．

［6］Gilly Mary C，john．Graham．A dyadic study of interpersonal information search［J］．Journal of the A－cademy of Marketing Science，1998，（26）．

［7］柯惠新，黃京華，沈浩．調查研究中的統計分析法（第1版）［M］．北京：北京廣播學院出版社，1992．

責任編輯周剛

作者簡介：鄧恩（1978—），男，湖南大學博士研究生，湖南廣播電視大學副教授。向志強（1967—），男，湖南大學新聞傳播與影視藝術學院副院長，教授，博士生導師。

基金項目：2014年湖南省情與決策咨詢研究課題立項項目（2014BZZ081）、湖南省研究生科研創新項目（CX2014B128）。

中圖分類號：F124．3

文獻標識碼：A

文章編號：1003-8477（2016）04-0058-08