【正文】 pirical study, The Journal of Brand Management, 11(4), pp. 283306.28. Gronholdt, L. et al., (2000) “The relationship between customer satisfaction and loyalty：crossindustry differences” Total Quality Management, 11, pp. 509514.29. Harrigan, K. R.(1985), Strategies for Joint VenturesLexington Books, Lexington,MA.30. Hunter, ., Schmidt, ., Jackson, . (1982) Metaanalysis: Calculating Research Findings across Studies, Sage, Beverly Hills, CA.31. Igbaria, M. amp。2. 劉宗其、吳立偉、黃吉村 (2007) 『關(guān)係慣性與轉(zhuǎn)換障礙對「滿意度顧客留存」關(guān)係之影響 以金融服務業(yè)為例』，管理學報，第24卷第6期，頁671687。 Agarwal and Karahanna,2000Chau and Hu, 2001。 Glick, 1998)。過去研究對於使用者人口統(tǒng)計是否影響其網(wǎng)路的使用意圖與行為莫衷一是，若干研究指出人口統(tǒng)計變項將對其使用意圖造成一定影響(Igabria and IIvari,1995。此意涵在於：當使用者未出現(xiàn)網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換行為時，不必然代表該使用者對網(wǎng)路銀行並無轉(zhuǎn)換意圖，而僅可能因使用者認為目前實體銀行並無不好，故造成使用者遲遲未出現(xiàn)網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換行為。 Takac,1992 。 Alam et al., 2009)，唯多從接受意圖與接受行為的觀點切入分析。表5 轉(zhuǎn)換意圖、實體銀行相關(guān)構(gòu)面對轉(zhuǎn)換行為之影響 依變項實體網(wǎng)路銀行轉(zhuǎn)換行為模式1模式2模式3模式4模式5控制變項性別年齡學歷上網(wǎng)時間***********自變項轉(zhuǎn)換意圖***************干擾變項實體銀行關(guān)係慣性****實體銀行滿意度*****
自變*干擾變項 意圖*關(guān)係慣性*
意圖*滿意度
*R2Adj R2F值***************DW*：P， **：P， ***：P圖3關(guān)係慣性與轉(zhuǎn)換意圖交互作用圖轉(zhuǎn)換意圖1 2 低 高 4.0 轉(zhuǎn)換行為──高度關(guān)係慣性低度關(guān)係慣性圖4實體銀行滿意度與轉(zhuǎn)換意圖交互作用圖轉(zhuǎn)換意圖1 2 低 高 轉(zhuǎn)換行為──高度實體滿意低度實體滿意轉(zhuǎn)換意圖 討論與意涵 首先，本研究結(jié)果顯示使用者實體網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換意圖會影響轉(zhuǎn)換行為，且具備一定程度解釋力。在置入干擾變項後，由表5模式3可發(fā)現(xiàn)實體銀行關(guān)係慣性與實體網(wǎng)路銀行轉(zhuǎn)換意圖之交互作用對轉(zhuǎn)換行為有顯著影響(b=，p)。最後，使用者電腦自我效能對於設置成本認知則無顯著影響，如前所述，本研究推論在現(xiàn)今網(wǎng)路環(huán)境已甚普及前提下，多數(shù)使用者已具備網(wǎng)路使用環(huán)境，故使用者電腦知能的高低並不會進一步減低使用者的設置成本，故假設4僅部份成立。此外，~，顯示自變項並無自我相關(guān)的問題存在(Gujarati,. 2003)。檢定結(jié)果如下表2所示，各配對模式彼此間限定模式與未限定模式均達P 顯著水準，表示各構(gòu)面間具有區(qū)別效度(分析結(jié)果請見附錄A2)。 表2 樣本基本資料基本特性分類樣本數(shù)百分比性別男女總計9315224538%62%100%年齡20歲以下21~30歲 31~40歲41~50歲51歲以上總計1378106408245%%%%%100%教育程度高中職(含)以下大學(專) 研究所(含)以上總計7313537245%%%100%上網(wǎng)時間平均每天6小時以上平均每天36小時平均每天13小時平均每天1小時以下總計51606371245%%%%100%最常使用的網(wǎng)路銀行服務項目(單選)(包括公司簡介、金融商品介紹、各類存貸款、利率匯率資訊查詢)(如以電子郵件索取信用卡申請書、海外基金資料等)(涵蓋理財秘訣、稅務申報、匯利率走勢分析等理財諮詢)(查詢個人帳戶餘額、信用卡帳單等資料)(個人帳戶轉(zhuǎn)帳、付費等)總計358207767308245%%%%%%%100%4. 資料分析結(jié)果 信度與效度分析首先本研究針對所選出的測量指標與構(gòu)面關(guān)係進行測量模式檢定，透過驗證性因素分析將有助於進一步檢測本研究量表之區(qū)別效度與收斂效度。 資料搜集與前測首先，本研究之問項主要參酌相關(guān)文獻而設計，並在設計完成後商請該領(lǐng)域二位專家學者，以及一位了解網(wǎng)路銀行業(yè)務的銀行經(jīng)理加以修訂，故應符合內(nèi)容效度標準。 Neely (2003)等學者的觀點，將其界定為顧客對於採用既有實體銀行服務的慣性程度。(7) 轉(zhuǎn)換意圖：在轉(zhuǎn)換意圖界定上，本研究依據(jù)Ajen amp。 Feick (2001)觀點加以設計，其題項包括：為使用網(wǎng)路銀行我必須新增更多裝置、使用網(wǎng)路銀行會增加我的設備負擔、為使用網(wǎng)路銀行我必須花費心力找尋相關(guān)設備，共計3題，採Likert七點量表加以衡量。(2)認知有用性：在認知有用性界定上，本研究依據(jù)(Davis ,1989) 觀點，將其界定為使用者主觀地認為使用此科技可增進他/她工作績效的程度。 Ingrid, 2004)。 White amp。 首先，本研究將關(guān)係慣性的概念納入探討。 過去研究並指出網(wǎng)路銀行的使用意圖將對接受行為造成正面影響(Yeow et al., 2008)，此外，相關(guān)研究亦指出使用意圖對接受行為具高度解釋力(Wang, 2003。 Iivari (1995)的研究亦指出：雖然電腦自我效能不會對電腦使用行為造成直接影響，但卻會透過電腦的有用性認知與易用性認知間接行為電腦使用行為。過去研究在電腦自我效能對科技接受模式的影響已有諸多著墨(Igbaria amp。 Patterson (2000)亦指出移轉(zhuǎn)成本包含了實質(zhì)與心理上的層面(Burnham et al. ,2003)。 Ganesh, 2000。 Zelkiow,1999），當使用者發(fā)現(xiàn)某項決策的預期效益大於預期成本時，則會形成正向的行為意圖(Johnes, et al.,2000）。理性決策（rational decesion）觀點主要指出使用者決策時，會以該決策之預期效益與成本做為決策依據(jù)（Bronder amp。反之，當使用者對實體市場仍維繫一定使用頻率時，則隱含著對虛擬市場的低移轉(zhuǎn)性。而Tan and Teo (2000), Kim et al., (2003) 與 Cheung et al., (2006) 則針對使用者對網(wǎng)路銀行的接受度認知進行探討；若干研究並進一步擴展TAM的相關(guān)構(gòu)面，其中如信任(Mukherjee and Nath, 2003)、認知風險 (Verhagen et al., 2004)以及電腦自我效能 (Wang et al., 2003)與使用者性別等人口統(tǒng)計變項 (Lin and Qiu, 2004)，其實證結(jié)果指出前述因素亦會對使用者網(wǎng)路銀行的接受意圖造成影響。Van der Heijden,2003)。認知有用性(perceived usefulness,PU)主要係指使用者主觀地認為使用此科技可增進他/她工作績效的程度，亦即當個人覺得系統(tǒng)有用時，他/她會對此一系統(tǒng)的使用抱持較正面的態(tài)度；而認知易用性(perceived ease of use, EOU)則意指：使用者所認知到科技容易使用的程度。 Lorange,1988）。 Yoshino amp。在此前提下，使用者對原有實體市場的相關(guān)認知因素，如實體通路的滿意度、實體通路的信任感，即可能會對使用者是否選擇虛擬市場造成影響。 Chau and Hu, 2001。 Bhttacherjee,2001)探討其對虛擬市場接受意圖的影響。 Warshaw, 1989。研究結(jié)果顯示使用者從實體到虛擬市場的轉(zhuǎn)換意圖會受到移轉(zhuǎn)效益與移轉(zhuǎn)成本的影響；同時，使用者的轉(zhuǎn)換意圖會進一步影響其轉(zhuǎn)換行為；最後，當使用者對實體銀行的關(guān)係慣性程度愈高，以及對實體銀行的滿意度愈高，則將會進一步弱化使用者轉(zhuǎn)換意圖與轉(zhuǎn)換行為之間關(guān)係。在問卷發(fā)放上，總計發(fā)出400份問卷，回收 245份有效問卷，%。 Davis, Bagozzi, amp。此外，後續(xù)研究進一步從使用者專業(yè)背景、個人創(chuàng)造力(Agarwal and Prasad, 2000。 Gefen et al., 2003)，唯在使用者對虛擬市場接受態(tài)度與意圖的影響因素上，過去研究多著眼於該科技商品的本身特質(zhì)(如有用與易用)、使用者對該科技商品的社會性觀點(如信任)、或者使用者本身特質(zhì)(如專業(yè)背景與個人創(chuàng)造力等)加以探討(Bhttacherjee, 2001。故在探討使用者對虛擬市場的接受度時，使用者對虛擬市場的最終採用，並非為新科技的接受行為，而應為既有與新技術(shù)間的轉(zhuǎn)換行為。 Takac,1992 。Contractor amp。Davis (1989)認為有兩個主要因素會影響使用著對新科技的使用態(tài)度與意願，分別為認知有用性與認知易用性。 Chau and Hu ,2001 。 Gefen and Straub,1997)與WWW(Agarwal and Prasad,1997) 做為驗證主體。當虛擬市場之科技產(chǎn)品，原本即已存在於實體市場時，則使用者對虛擬市場的使用頻率日益增加時，即可能隱含著實體市場使用頻率的隨之減少。 –成本效益觀點 首先，在實體網(wǎng)路銀行移轉(zhuǎn)意圖影響因素的探討上，本研究將以理性決策觀點為基礎。 Allison amp。 Anderson,1992。除了經(jīng)濟與實體性的設置與學習成本外，Sharma amp。本研究據(jù)此發(fā)展如下假設：假設2：使用者對網(wǎng)路銀行移轉(zhuǎn)成本對於實體網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換意圖有負向顯著影響假設21：網(wǎng)路銀行設置成本對於實體網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換意圖有負向顯著影響假設22：網(wǎng)路銀行學習成本對於實體網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換意圖有負向顯著影響假設23：網(wǎng)路銀行認知風險對於實體網(wǎng)路銀行的轉(zhuǎn)換意圖有負向顯著影響電腦自我效能係指使用者對於已身電腦相關(guān)知識及技能的掌握程度(Compeau and Higgins 1995)。Igbaria amp。 Warshaw, 1989) 已廣泛地被運用在不同新科技的使用者接受意圖與接受行為探討上(Nysveen et al., 2005)。故本研究最後仍針對使用者實體網(wǎng)路銀行轉(zhuǎn)換意圖與轉(zhuǎn)換行為的干擾因素進行探討。 Farquhar, 2003。 Gronholdt et al. ,2000。在變項衡量上，則參考 Johnson(2005)、Mcilroy et al. (2007)、Chang ＆Tung (2008)問卷量表加以設計，其題項包括：我有能力能了解網(wǎng)路的各項功能、我有能力能了解網(wǎng)路顯示的各種資訊、我發(fā)覺去操作網(wǎng)路各種功能很輕鬆並不會感到焦慮，共計3題，採Likert七點量表加以衡量。 Anderson (1992)、Ganesh (2000)與 Lee amp。在變項衡量上，則參考Kim and Prabhakar (2000)、 Wang et al.(2003)與Verhagen et al. (2004)問卷量表加以設計，其題項包括：我認為網(wǎng)路銀行會因密碼被盜用造成財務損失、我擔心網(wǎng)路銀行提供保障措施不足而產(chǎn)生風險、我擔心基本資料被盜用而對我所有影響，共計3題，採Likert七點量表加以衡量。(9)實體銀行關(guān)係慣性：在實體銀行關(guān)係慣性界定上，本研究依據(jù)Assael (1998)與Ranaweera amp。 Venkatesh et al., 2003)，故本研究亦納入相關(guān)變數(shù)，包括填答者性別、年齡、學歷與網(wǎng)路使用時間，以做為本研究探制變數(shù)。樣本基本資料如下表整理所示。若限定模式之卡方值較未限定之原衡量模式卡方值為大且達顯著水準時，則意謂此兩構(gòu)面具有區(qū)別效度?？偨Y(jié)前述所言，本研究假設2獲部份支持。 β=,P)，顯見使用者對自我電腦知能的認同程度愈高，則認知之移轉(zhuǎn)成本將愈低。(a) 實體銀行關(guān)係慣性之干擾效果本研究進一步探討實體銀行關(guān)係慣性與實體網(wǎng)路銀行轉(zhuǎn)換意圖之交互作用對轉(zhuǎn)換行為之影響。進一步繪出互作作用圖後(圖4)，顯示使用者在具備