邓 恩，向志强（．湖南大学，湖南 长沙 4002；2．湖南广播电视大学，湖南 长沙 40004）



互联网金融品牌形象传播效果的影响因素作用机制研究
——基于中部六省数据的实证分析

邓 恩1，2，向志强1
（1．湖南大学，湖南 长沙 410012；2．湖南广播电视大学，湖南 长沙 410004）

摘要：根据国内外相关文献、理论构建了互联网金融品牌形象传播效果影响因素的理论模型并提出研究假设，在此基础上对理论模型进行实证检验。试图通过研究互联网金融品牌形象传播效果影响因素中公共因子之间的相互作用和内在作用机理，探索出互联网金融品牌形象传播效果影响因素的作用机制，为提升互联网金融品牌形象传播效果提供决策参考。

关键词：互联网金融；品牌形象；传播效果；影响因素作用机制

互联网金融品牌形象传播影响因素的作用机制是指影响互联网金融品牌形象传播效果的影响因素之间相互联系、相互制约、相互作用的内在作用机理，这些影响因素形成有机整体，以实现互联网金融品牌形象的健康传播为目的。本文基于作者前期对影响互联网金融品牌形象传播效果的评价、影响因素研究，［1］（p50-127）通过因子分析提取了影响互联网金融品牌形象传播的五大公共因子，这五大公共因子是如何相互关联和制约？它们形成了怎样的作用机制，从而影响互联网金融品牌形象的传播效果？本文运用结构方程模型对以上问题进行探讨，从而构建互联网金融品牌形象传播影响因素的作用机制。

一、概念模型

研究互联网金融品牌形象传播效果影响因素的作用机制，首先须构建互联网金融品牌形象传播效果影响因素的作用模型，提出影响因素的研究假设，对各影响因素模型进行假设检验，从而对因子进行调整，最终形成影响互联网金融品牌形象传播效果的因子作用机制。通过前文的研究可以发现影响互联网金融品牌形象传播效果的因素非常多，笔者前期利用SPSS统计分析软件对影响因素进行了探索性因子分析，提取出五个公共因子，分别是组织关系维护因子、受众差异区分因子、传播者态度与能力因子、传播内容与企业形象因子、传播方式渠道因子，这五个公共因子基本上可以将所有影响因素的作用包含在内。公共因子通过共同作用影响互联网金融品牌形象的传播效果，但每个因子的影响作用、影响程度、影响方式均不相同，且因子之间的相互作用亦不相同。正是因为这些不同，使我们研究互联网金融品牌形象传播效果影响因素的作用机制非常必要。因此，研究这五大公共因子之间的相互作用和内在运行机制就是本文要着重研究的内容。

图1 互联网金融品牌形象传播效果影响因素作用机制模型

笔者在国内外相关文献综述的基础上，针对互联网金融品牌形象传播效果影响因素的公共因子，提出以下模型。

模型说明：

1．受众差异区分。

根据作者前期研究因子分析的结论可知，受众差异分析包含“接受者专业性”、“接受者主动性”、“顾客形象”、“消费观念”这四个影响因素，具体表现为消费者或者信息接收者对产品具有的专业能力、主动接受产品信息的需求、对品牌的忠诚和维护水平、消费倾向。在良好的互联网品牌形象传播过程中，必须要考虑消费者（受众）差异。从理论上讲，消费者的不同，决定了传播方式渠道、传播内容和企业形象、消费者与传播的关系不同。

2．传播方式渠道。

传播方式渠道包含“传播方式”、“传播媒介”这两个影响因素，具体表现为互联网金融企业传播信息的途径、渠道。传播信息的方法和渠道不仅会影响传播内容信息的有效体现，还会影响企业形象的建立，从而影响消费者与企业长期关系的维护，基于此，传播方式渠道的选择会作用于传播内容与企业形象、组织关系维护两个因子。

3．传播者态度和能力。

传播者态度和能力包含“企业文化”、“传播者动机态度”、“传播者专业性”这三个影响因素，主要是指互联网金融企业在长期经营过程中形成价值观念、传播信息的目的性强度、传播产品信息过程中的信息所具有的专业程度。互联网金融企业在长期经营过程中形成的价值观念会影响企业形象和组织关系，而传播者传播产品的专业性和目的性会影响传播内容的有效性和传播方式渠道的合适性。因此，传播者的态度和能力会影响传播方式渠道、传播内容和企业形象以及组织关系维护。

4．传播内容和企业形象。

传播内容和企业形象包含“产品信息透明度”、“企业形象”这两个影响因素，是指互联网金融企业传播产品有效信息的水平、在与外界接触中形成的整体形象。互联网金融企业传播的产品信息具体内容会直接影响企业品牌形象，且企业形象的建立是企业在与外界接触中的整体形象，会影响企业与消费者之间的关系。

5．组织关系维护。

组织关系维护包含“风险水平”、“信用水平”、“涉入程度”、“关系强度”、“信任倾向”这五个影响因素，具体表现为互联网金融机构抗击风险的能力、与消费者建立的信用水平、消费者对产品的既有态度、消费者与互联网金融机构或者品牌形象传播者的熟悉程度、消费者与互联网金融机构或者品牌形象传播者的信任水平。消费者与企业的关系直接影响企业品牌形象的传播效果。

二、研究假设

1．关于受众差异区分的假设。

互联网金融品牌形象传播的受众差异区分有利于选择合适的传播方式渠道，从而促进着品牌形象传播效果。内部受众是指信息的传播者，可以理解为信息传播的来源，因为品牌传播归根到底不是源自媒体或者媒介，而是来源于企业。他们不仅是信息传播者，也是信息传播的受众。内部受众在传播过程中不仅担当传播信息的主要职责，同时对自己的品牌也具有一定的认知和判断，也会对在社会关系中听到的有关品牌的看法进行回复和反馈。外部受众是一个集合体，不仅包含市场中的消费者，还包含各式各样接受信息的群体。根据传播对象划分，可以划分为“目标受众”和“社会公众”。目标受众是传播过程中最直接的传播对象，是企业进行品牌传播过程中目标客户或目标群体。社会公众是指参与到社会活动中的群体，一般我们将品牌竞争者、媒体、政府组织等机构定义为社会公众。按照品牌态度来分，外部受众则可以分成“正认同”、“负认同”、“摇摆认同”三个心理群体。［2］（p15-16）基于此，提出假设。

H1a:受众差异区分对传播方式渠道的选择具有正向影响。

H1b:受众差异区分对传播内容和企业形象具有正向影响。

H1c:受众差异区分对组织关系维护具有正向影响。

2．关于传播方式渠道的假设。

传播方式渠道的选择对于如何达到传播目的具有重要意义。促销等传统传播方式渠道是企业在顾客购买和使用产品时，加强品牌与顾客或潜在顾客之间联系的一种手段。［3］（p33）而网络技术的快速发展，互联网的飞速发展与普及，以及获得信息的便利性等特点，也使得人们对网络的依赖度比传统的渠道依赖度更高。［4］（p689-697）选取合适的传播方式有利于传播内容的传达，从而保证传播内容的有效传递。根据品牌和消费者特征，通过广告、促销和公关营销等传统传播方式和网络传播方式都能为企业树立良好的产品品牌形象、有利于企业形象的塑造。传播方式渠道的主要目的是在影响消费者行为的同时，树立和巩固品牌形象。根据以下推测，设计如下假设。

H2a:传播方式渠道的选择对传播内容与企业形象具有正向影响。

H2b:传播方式渠道的选择对组织关系维护具有正向影响。

3．关于传播者态度和能力的假设。

传播者态度和能力是指互联网金融企业在长期经营过程中形成价值观念、传播信息的目的性强度、传播产品信息过程中的信息所具有的专业程度。传播者能力，一方面是指传播者的专业能力和涉入程度，另一方面是指企业作为传播者所具有的企业文化。传播者专业性是指传播者反映出来的信息专业程度，它表明传播者是否具有丰富的知识和经验。Goldberg and Hartwick（1990）认为专业性是指信息接收者对信息来源是否具有的专业知识的评判，及其是否具备提供准确信息的能力的评判。［5］（p172-179）Gilly（1998）研究发现，被接受者认可的，具有专业性的信息来源提供的信息，会对信息接受者产生更大的影响，甚至直接影响接受者的购买决策。［6］（p83-100）为了实现互联网金融品牌形象传播，传播者的态度和能力有利于传播方式渠道的选择。比如企业的制度文化更适用于选择纸媒进行传播，而企业的精神文化适用于采取电视广播形式进行传播；传播者对品牌的专业程度也便于去选择何种渠道进行传播更加有利于受众接受品牌信息。因此，设计如下假设。

H3a:传播者态度与能力对传播方式渠道的选择具有正向影响。

H3b:传播者态度与能力对传播内容与企业形象具有正向影响。

H3c:传播者态度与能力对组织关系维护具有正向影响。

4．关于传播内容和企业形象的假设。

传播内容是整个传播活动中的中心环节，传播内容即是指传播的信息。传播内容的及时、全面、准确程度一定程度上影响消费者的抗风险能力以及对产品性能和质量的评价能力，且直接通过内容传播品牌信息，从而对互联网金融品牌形象传播具有正影响；良好的企业外部形象有利于提升消费者对企业品牌的质量信任度，建立在消费者心目中的品牌信心和认可度，从而有利于互联网金融品牌形象传播。因此，提出如下假设。

H4a:传播内容与企业形象对组织关系维护具有正向影响。

H4b:传播内容与企业形象对互联网金融品牌形象传播具有正向影响。

5．关于组织关系维护的假设。

只有消费者与品牌的关系转化为具体行为，才意味着两者建立起持久的稳定关系。对于企业而言，消费者与企业、品牌产品建立积极、有效、健康、持久的关系，有利于品牌形象有效传播，因此组织关系维护对于互联网金融品牌形象传播具有正向影响作用。据此，提出如下假设。

H5a:组织关系维护对互联网金融品牌形象传播具有正向影响。

6．研究假设归纳。

根据上面的研究假设分析，总共提出了5个部分11个假设，见表1。

三、实证研究方案设计

1．问卷设计。

本文对互联网金融品牌形象传播效果的影响因素作用机制分析采用问卷调查的方法，主要分为设计影响因素作用机制的测量问项、预调查、形问卷终稿三个阶段。问卷调查采用李克特5级量表，结合国内外学者相关研究中的问卷题项，设计出本文问卷的题项于表2所示。分析如下：

表1 互联网金融品牌形象传播效果影响因素作用机制的研究假设归纳

（1）受众差异区分。

根据上文因子分析结论可知，受众差异分析包含“接受者专业性”、“接受者主动性”、“顾客形象”、“消费观念”这四个影响因素。因此，在该潜在因子包含的具体影响因素基础上，结合相关文献问卷题项，设置受众差异区分相应的测量问项。

（2）传播方式渠道。

传播方式渠道包含“传播方式”、“传播媒介”这两个影响因素，具体表现为互联网金融企业传播信息的途径、渠道。据此，设置传播方式渠道相应的测量问项。

（3）传播者态度和能力。

传播者态度和能力包含“企业文化”、“传播者动机态度”、“传播者专业性”这三个影响因素，据此，设置传播者态度和能力相应的测量问项。

（4）传播内容和企业形象。

传播内容和企业形象包含“产品信息透明度”、“企业形象”这两个影响因素，据此，设置传播内容和企业形象相应的测量问项。

（5）组织关系维护。

组织关系维护包含“风险水平”、“信用水平”、“涉入程度”、“关系强度”、“信任倾向”五个影响因素，据此，设置组织关系维护相应的测量问项。

（6）互联网金融品牌形象传播效果。

互联网金融品牌形象的各影响因素如何作用于传播效果是本文作用机制研究的最终目的。因此，为了研究各变量对传播效果的影响强度，设置互联网金融品牌形象传播效果相应的测量问项。

2.问卷发放与汇总。

（1）调查对象。

表2 问卷测量题项

本文研究互联网金融品牌形象传播效果的影响因素作用机制，主要的调查对象仍然是为年龄在20～60岁之间，长期使用互联网的消费者用户。

（2）发放与回收问卷。

问卷发放方式采取电子问卷、随机调查、网络调查的方式，对全国互联网用户进行调查。正式调查问卷发放从2015年8月20日至2015年9月2日，共发放250份，回收202份，回收率81%，其中有效问卷202份，回收率100%。

（3）问卷汇总。

根据问卷汇总的202位被调查者的基本情况如下：

①性别分布。

从中部六省被调查者性别分布来看，男女比例比较均衡，男性人数117人，女性93人，分别占比55．7%、44．3%，略大于女性人数。与《2014年中国网络购物市场研究报告》（以下简称《报告》）被调查者基本情况特征基本一致。

②年龄分布。

从被调查者年龄分布来看，30-39岁人数74人，较多，占比35．2%，20-29岁人数65人，占比31%，40-49岁49人，占比23．3%，50-60岁人数22人，占比10．5%。与《报告》考察目的有所差异，因此调查主体年龄分布有一定差异，但并不妨碍证明本次问卷调查的合理性。

③学历分布。

从被调查者学历分布来看，本科人数118人，占比56．2%，大专人数65人，占比30．9%，硕士及以上人数13人，为最少，占比6．2%，与《报告》数据基本一致。

④省份分布。

从被调查者所处的中部六省分布来看，山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南分别为34、34、31、34、35、34人，占比均在16%左右，囊括中部六省，样本数据均匀、全面。

3．数据分析方法。

本文利用SPSS统计分析软件，首先对问卷各指标变量进行描述性统计、问卷的信度和效度检验，以验证问卷样本数据的可靠性和有效性，然后采取结构方程模型进行假设检验，找出互联网金融品牌形象传播效果影响因素之间的交互关系。

（1）描述性统计。

描述性统计是将原始数据进行加工、整理、归类、汇总，以此得出样本和变量特征的一种统计方法。本文采用算术平均值、标准差对问卷进行描述性统计。

（2）信度与效度检验。

信度与效度检验是检验样本数据是否合理、有效的一种统计方法，它是对问卷进行实证分析前的必要步骤，只有问卷数据的信度和效度检验结果合格，才能表明此次问卷调查有效、可靠，能够用来进行实证分析。本文采用Cronbach’系数对各个变量进行信度分析，采用因子分析法来检验问卷的结构效度。

（3）结构方程模型。

结构方程式模型或称为因果关系、协方差结构模型，或直接称为LISRLE模型，是利用应用方程系统表示观测变量和潜变量之间、潜变量之间关系的一种方法，其实质上就是一种广义的一般线性模型。［7］（p529-566）该方法的优点在于可对变量之间的相关关系进行定量分析，且模型中既可包括可观测的变量，也可包括较难观测的潜变量。结构方程模型主要适用于两种情况：一是针对无法获取变量数据的潜变量提供一个可以观测和数据处理的方式，以便对这类变量进行研究；二是针对不同因变量之间可能具有的相关关系研究。本文通过因子分析得到的潜变量，这些潜变量较难获取数据，且作用机制研究目的是找出各潜在变量之间的相互关系，推导出各变量如何共同作用于传播效果，可以看出，结构方程模型正好适用于本文作用机制研究。结构方程模型构建步骤如下：

①模型假设。

在进行模型估计之前，首先要利用理论知识和相关研究成果来建立初始模型，即推测各变量之间是否具有关系。

②模型识别。

确定所估计的模型是否能求解，如果检验结果中模型是可识别的，表示从理论上说，模型中的每一个参数均可以求出唯一解。本文用模型自由度（df值）作为模型识别变量。若df值＜0，表明模型不存在；若df值=0，表明模型存在，且仅有唯一解；若df值＞0，表明模型存在，且有唯一解，但位置参数个数少于方程个数。

③模型估计。

采用最大似然法和广义最小二乘法拟合模型中各参数值，量化变量之间的影响作用。

④模型评价。

对模型的整体拟合效果和各参数的估计值进行评价。主要评价指标如表3。

表3 结构方程模型评价指标体系

四、实证分析结果

1．描述性统计。

本文使用SPSS21．0统计分析软件对互联网金融品牌形象传播效果的影响因素作用机制中的变量进行描述性统计分析，结果见表4，分析如下。

（1）受众差异区分的描述性统计。

本问卷采用5分值量表，均值为2．5分。从表4可看出，接受者专业性、顾客形象、消费观念的均值都在2．5周围，仅有接受者主动性的均值略低，接近2．0，表明受众差异区分的各影响因素值基本处于中等水平。

（2）传播方式渠道的描述性统计。

表4 各变量的描述性统计分析结果

从统计结果可看出，传播方式和传播媒介的均值略低于2．5，表明社会大众认为互联网金融品牌的传播方式和传播媒介的合理性水平一般，位于中等水平。

（3）传播者态度和能力的描述性统计。

企业文化、传播者动机态度、传播者专业性的均值均低于2．5，表明社会大众认为互联网金融品牌传播者的态度与能力水平一般，位于中等水平。

（4）传播内容和企业形象的描述性统计。

产品信息透明度和企业形象的均值略低于2．5，尤其产品信息透明度该因素平均值仅为2．18，表明人们认为互联网金融企业传播的产品信息全面、准确、及时、有效水平有待提高。

（5）组织关系维护的描述性统计。

风险水平、信用水平、涉入程度、关系强度、信任倾向的均值分布在2．5左右，表明互联网金融企业组织关系维护水平处于中等水平。

（6）互联网金融品牌形象传播效果的描述性统计。

互联网金融品牌形象传播的现状和未来均值均小于2．5，且人们认为互联网金融品牌形象传播的现状情况较差，均值仅略高于2，表明改善互联网金融品牌形象传播的现状势在必行。

表5 互联网金融品牌形象传播效果影响因素作用机制的信度检验

2．信度和效度检验。

（1）信度检验。

本文采用SPSS软件中的Alpha系数法检验问卷可靠度，即计算问卷的Cronbach's Alpha值，检验结果如下：

由上表可知，各研究变量的Cronbach's Alpha值均高于0．7，通过了信度检验，说明本次问卷调查数据真实有效。

（2）效度检验。

本文利用KMO值和Bartlett球形度检验问卷有效性。检验结果如下：

表6 KMO测度和Bartlett球形度检验

由检验结果可以看出：KMO值等于0．959，大于0．9，且Bartlett球形度检验的显著性概率为0．000，说明该次问卷调查题目设置合理有效，能够满足此次调查的研究需求。

3．假设检验。

本文根据互联网金融品牌形象传播效果影响因素作用机制中包含的6个潜在变量，设置18个可观测的研究因子，针对研究因子分别设置题项，共设置18个问题，然后利用SPSS统计分析软件中的AMOS结构方程模型方法对前文提出的11个假设进行假设检验。本文使用AMOS结构方程模型的最大似然法，对6个潜变量之间的相关关系进行分析，模型拟合指数和假设检验结果如下所示。

表7 结构方程模型的拟合度检验

从上表可看出，x2/df值为3．262，小于判断值5，模型拟合比较理想；RMSEA值0．078，小于判断值0．08，达到评判标准；IFI值为0．901，大于0．9，较为理想；CFI值为0．953，大于0．95，达到判断标准；PGFI和PNFI值均接近0．5，达到比较理想的效果；GFI和NFI分别为0．847和0．854，虽然结果不太理想，但是与判断值0．9较为接近，因此也是可以接受的。综上，利用本次调查数据得出的结构方程模型拟合效果较好。

从上表检验结果可看出，除传播方式渠道对组织关系维护、以及传播内容与企业形象对组合关系维护的影响作用两个假设检验未通过，其他假设均得到证实。其中，受众差异区分对传播方式渠道、受众差异区分对传播内容和企业形象、受众差异区分对组织关系维护、传播者态度与能力对传播方式渠道、传播内容与企业形象对互联网金融品牌形象传播都具有显著的正向影响作用，其C．R值分别为5．909、3．420、3．887、8．593、6．170，均通过显著性水平为0．001的检验，故假设H1a、H1b、H1c、H3a、H4b得到证实；传播方式渠道对传播内容与企业形象、传播者态度与能力对组织关系维护具有显著的正向影响作用，其C．R值分别为1．952、1．973，均通过显著性水平为0．01的检验，故假设H2a、H3c得到证实；传播者态度与能力对传播内容与企业形象、组织关系维护互联网金融品牌形象传播具有显著的正向影响作用，其C．R值分别为2．079、2．013，均通过显著性水平为0．05的检验，故假设H3b、H5a得到证实。

表8 变量之间假设关系的检验结果

图2 互联网金融品牌形象传播效果影响因素的结构方程模型

根据表8的假设检验结果，绘制出互联网金融品牌形象传播效果影响因素的结构方程模型图，如图2所示。

五、结论

本文利用SPSS统计分析软件对影响互联网金融品牌形象传播效果的影响因素进行了探索性因子分析，提取出五个公共因子，分别是组织关系维护因子、受众差异区分因子、传播者态度与能力因子、传播内容与企业形象因子、传播方式渠道因子。通过问卷调查的方法、针对各影响因素之间的假设检验设计出影响互联网金融品牌形象传播效果影响因素作用机制的18个测量题项，获取原始数据，再利用SPSS软件对数据进行描述性统计、信度和效度检验，验证表明此次问卷调查数据合理有效，进一步分析后采取AMOS结构方程模型对研究假设进行检验，最终找出互联网金融品牌形象传播效果影响因素之间的交互关系。通过检验结果可知，所有假设中，除传播方式渠道对组织关系维护的影响作用这一个假设检验未通过，其他假设均得到证实，以此表明模型设计结果获得现实数据证实，具有实践意义。

参考文献：

［1］邓恩．互联网金融品牌形象传播效果评价模型构建与实证研究——以支付宝和积木盒子品牌为例［J］．新闻与传播研究，2015，（10）．

［2］张晰．品牌传播的受众类型与消费心理分析［D］．华中科技大学硕士学位论文，2012，（5）．

［3］向颖．汽车品牌整合营销传播——兼论生活方式的思考［D］．湖北工业大学硕士学位论文，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，黄京华，沈浩．调查研究中的统计分析法（第1版）［M］．北京：北京广播学院出版社，1992．

责任编辑周刚

作者简介：邓恩（1978—），男，湖南大学博士研究生，湖南广播电视大学副教授。向志强（1967—），男，湖南大学新闻传播与影视艺术学院副院长，教授，博士生导师。

基金项目：2014年湖南省情与决策咨询研究课题立项项目（2014BZZ081）、湖南省研究生科研创新项目（CX2014B128）。

中图分类号：F124．3

文献标识码：A

文章编号：1003-8477（2016）04-0058-08