As Relações entre Satisfação, Confiança, Lealdade Atitudinal e Rentabilidade de Correntistas de um Banco de Varejo

As Relações entre Satisfação, Confiança, Lealdade Atitudinal e Rentabilidade de Correntistas de um Banco de Varejo

Autoria: Patrick Michel Finazzi Santos, Rafael Barreiros Porto Resumo

O objetivo do trabalho é verificar os inter-relacionamentos entre a satisfação, confiança, lealdade atitudinal e a rentabilidade de clientes de uma prestadora de serviços bancários. Por meio da Modelagem de Equações Estruturais, verificou-se que a satisfação é preditor da confiança e da lealdade e este, explica a rentabilidade do consumidor; todavia, a relação da confiança com a rentabilidade foi nula. Ademais, apenas 1,4 % da variância da rentabilidade foi explicada pela lealdade. Conclui-se que pesquisas sob a égide do marketing de relacionamento devem considerar variáveis perceptuais, comportamentais e de rentabilidade do consumidor; ao final, sugerem-se propostas de pesquisas.

1. INTRODUÇÃO 

Na abordagem relacional proposta por Grönroos (1994), o marketing tem por fim estabelecer, manter e aumentar relacionamentos lucrativos com consumidores de forma a atender os objetivos das partes interessadas por meio da realização de trocas mútuas e do cumprimento de promessas.

Considerando a interatividade entre empresa e consumidor típica do setor de serviços, Grönroos (1994) pontua que o paradigma relacional do marketing é uma estratégia conveniente para esse setor. Os serviços resultam de um processo de interação entre a empresa, os empregados e os consumidores, em que a produção, o consumo e a distribuição do produto ocorrem de forma simultânea (EDVARDSSON et al., 2000). Em decorrência da intangibilidade e da heterogeneidade dos serviços, a confiança entre as partes no cumprimento das promessas é fundamental para que a empresa alcance detenha a lealdade dos consumidores e, consequentemente, a rentabilidade de longo prazo (GRÖNROOS, 1994; HESKETT et al., 1994; EDVARDSSON et al., 2000). Dessa forma, o nível da lealdade dos consumidores pode ser considerado um indicador relevante do desempenho financeiro sustentável da empresa.

O modelo conhecido como Cadeia do Serviço-Lucro sugerido por Heskett et al. (1994) propõe vínculos positivos, em forma de cadeia, entre as estratégias operacionais internas de uma empresa, satisfação, lealdade e rentabilidade gerada pelo consumidor. O modelo tem servido de referência para estudos que buscam avaliar relações entre rentabilidade e a percepção da qualidade dos serviços (ZEITHAML, 2000), a satisfação (SÖDERLUND; VILGON, 1999) e a lealdade de consumidores (HALLOWELL, 1996).

Especificamente em relação à lealdade, algumas pesquisas indicam relações contraditórias com a rentabilidade, em oposição ao esperado pelo modelo Cadeia do Serviço-Lucro (OLIVER, 2010). É o caso de Edvardsson et al. (2000), os quais avaliaram o efeito da satisfação e da lealdade (intenção de recompra e tolerância a preços) na rentabilidade e no crescimento das receitas de um conjunto de empresas suecas de serviços e de bens tangíveis. Os autores verificaram que no setor de serviços, a influência da lealdade no lucro foi positiva (β=0,29), enquanto que, no de bens tangíveis foi negativa (β=-0,20). Os autores concluem que em estudos envolvendo aquelas variáveis, é necessário considerar as características do ramo em que a firma insere-se.

De uma forma geral, o relacionamento que um cliente possui com um banco é contínuo, implicando em constantes contatos entre as partes ao longo do convívio comercial (PRADO, 2004). Em decorrência dessas interações mais intensas, a satisfação, a confiança e a lealdade dos consumidores revelaram-se oportunas para indicar o potencial de perenidade dos negócios bancários. A satisfação tem sido indicada como importante preditora da lealdade do consumidor, uma vez que evidencia sua avaliação geral baseada nas experiências de relacionamento com o banco (HALLOWELL, 1996; PRADO, 2004; LEWIS; SOURELI, 2006). Por seu turno, a confiança está no cerne das trocas relacionais (GRÖNROOS, 1994) e é um aspecto crítico quando se leva em conta a essência de um banco: a intermediação financeira e a administração de riscos. Por fim, espera-se que clientes leais a um banco (a) utilizem e recomendem os produtos e serviços deste de forma continuada (LEWIS; SOURELI, 2006) e (b) proporcionem maior rentabilidade comparativamente aos clientes com baixo nível de lealdade (HALLOWELL, 1996).

Considerando o debate precedente, este trabalho almeja contribuir com a compreensão da estimação da rentabilidade de consumidores de serviços a partir de variáveis perceptuais, como é o caso da satisfação, confiança e lealdade atitudinal. Sob essa orientação, propõe-se desenvolver e testar empiricamente um modelo conceitual que retrate os inter-relacionamentos entre constructos da percepção do consumidor acerca da qualidade do seu

relacionamento com o prestador de serviços (satisfação e confiança), lealdade atitudinal e a rentabilidade.

A escolha da indústria bancária como objeto de investigação decorre da constante interação e presença, direta ou indiretamente, dos bancos no dia a dia das pessoas, uma vez que as organizações financeiras atuam como facilitadores da circulação de recursos entre os agentes econômicos. Além disso, o ambiente de competição do setor financeiro no Brasil é caracterizado pela concentração dos negócios em grandes atores, pela atuação em escala baseada em tecnologia e pela pouca diferenciação entre os produtos financeiros (PRADO, 2004; ARAUJO; JORGE NETO; PONCE, 2006). Tais contingências podem afetar, de alguma forma, o processo de formação da lealdade e da rentabilidade do consumidor.

A lealdade tem sido discutida sob diversos prismas, contudo, ainda é restrita a quantidade de trabalhos que a investigou em conjunto com alguma variável de natureza econômica-financeira, especialmente no nível do consumidor. Por exemplo, em um levantamento em bases de dados1 compreendendo o período de 2001 a 2011, foram identificados 138 trabalhos que trataram sobre lealdade aplicada à indústria bancária. Desses, somente quatro relacionaram-na a algum indicador de rentabilidade (ROSA, 2001; KAMAKURA et al. 2002; LARIVIÈRE, 2008; LI, 2010). Segundo Gupta e Zeithaml (2006), a construção de modelos mais compreensivos que integrem constructos perceptuais, métricas de comportamentos observáveis e indicadores financeiros permitem uma visão integrada da Cadeia de Serviço-Lucro no âmbito do consumidor.

2. FUNDAMENTAÇÃO TEÓRICA E EMPÍRICA

A seguir, abordam-se os principais conceitos tratados no artigo, assim como as hipóteses derivadas desses.

2.1 SATISFAÇÃO E CONFIANÇA DO CONSUMIDOR

Com vistas ao desenvolvimento de relacionamentos lucrativos e de longo-prazo, tem aumentado o interesse de algumas empresas pelo comportamento de pós-compra do consumidor. Enquanto um julgamento associado ao consumo, a satisfação dos clientes pode ser encarada como um ativo da empresa e como tal, necessita ser monitorada e gerenciada (McCOLL-KENNEDY; SCHNEIDER, 2000). A despeito da relevância da satisfação dos consumidores para consecução dos negócios, há divergências na literatura quanto à sua definição conceitual e à sua forma de mensuração (GIESE; COTE, 2000).

Oliver (1981) enfatiza em sua definição de satisfação o estado psicológico do consumidor como resultado das suas expectativas desconfirmadas ajustadas aos seus sentimentos prévios acerca da experiência de consumo. Fornell et al. (1996) entendem a satisfação como uma avaliação geral do consumidor baseada no total de compras e de experiências de consumo com um produto ou serviço ao longo do tempo. Para Oliver (2010), trata-se do julgamento de que uma característica do produto/serviço, ou o produto/serviço em si, ofereceu (ou está oferecendo) um nível prazeroso de contentamento relativo ao consumo.

Espera-se que consumidores satisfeitos sejam mais propensos a manterem interações de longo prazo com uma marca focal, a resistirem a ofertas de concorrentes e a manifestarem boca-a-boca positivo sobre a marca (CHIOU; DROGE, 2006; OLIVER, 2010). Dessa maneira, a satisfação tem sido considerada como um relevante preditor da lealdade dos consumidores (FORNELL et al., 1996; BLOEMER; ODEKERKEN-SCHRÖDER, 2002; PRADO, 2004; CHIOU; DROGE, 2006; OLIVER, 2010). Entretanto, ao investigar uma companhia de teatro em Nova Iorque, Garbarino e Johnson (1999) encontraram evidências de que a satisfação é um direcionador das intenções comportamentais favoráveis dos clientes

com baixo nível de relacionamento (orientação transacional) com a mesma. A confiança, por seu turno, explicaria as intenções futuras daqueles com alto nível de relacionamento (orientação relacional). Dessa forma, conjectura-se a hipótese (H1) de que quanto maior a

satisfação do cliente com um banco, maior a sua lealdade atitudinal em direção a ele.

A confiança é um constructo fundamental para a viabilização das trocas relacionais, ou seja, é intrínseca ao fortalecimento de relacionamentos de longo-prazo (GARBARINO; JOHNSON, 1999; SIRDESHMUKH; SINGH; SABOL, 2002). A confiança baseada no relacionamento provém de reiterados contatos ao longo do tempo entre os parceiros. A repetição dos ciclos de trocas, os riscos assumidos e o cumprimento das expectativas fortalecem a disposição das partes em confiar uma na outra, assim como aumentam o fluxo de troca dos recursos envolvidos no relacionamento (ROUSSEAU et al., 1998).

Ainda que não haja uma uniformidade quanto à definição de confiança, há duas condições segundo as quais ela opera (ROUSSEAU et al., 1998). A primeira é o risco, quer dizer, a probabilidade de perda percebida pelo indivíduo. A confiança somente é necessária se as ações de uma ou de todas as partes são percebidas como incertas e, portanto, trazem consigo algum nível de risco (ROUSSEAU et al., 1998). A segunda condição é a interdependência, ou seja, a consecução dos interesses de uma parte não pode ser atingida sem a colaboração da(s) outra(s) (MAYER; DAVIS, SCHOORMAN, 1995; ROUSSEAU et al., 1998). Há distinções na forma com que a confiança é estabelecida segundo o nível de interdependência entre as partes (ROUSSEAU et al., 1998).

Assim, Rousseau et al. (1998) conceituam confiança como um estado psicológico delimitado pela intenção de aceitar uma vulnerabilidade baseada em expectativas positivas sobre as intenções ou comportamentos do outro. No âmbito da indústria de serviços, Sirdeshmukh, Singh e Sabol (2002, p. 17) definem como as “expectativas mantidas pelo consumidor de que o provedor de serviços é fidedigno e pode ser confiado no que diz respeito ao cumprimento de suas promessas”.

A confiança tem sido retratada na literatura como um constructo multidimensional que se manifesta a partir de três fatores inerentes à parte confiada (MAYER; DAVIS; SCHOORMAN, 1995). O primeiro fator, a habilidade, diz respeito ao conjunto de expertises, competências e características que capacitam a parte confiada a possuir algum domínio específico. O altruísmo, o segundo fator, abrange a crença de que a parte confiada deseja fazer o bem para aquele que confia e não agirá de maneira oportunista. Por fim, a integridade é a percepção de que a parte confiada detém um conjunto de princípios considerados adequados por aquele que confia, como por exemplo, honestidade e respeito (MAYER; DAVIS; SCHOORMAN, 1995).

Dessa maneira, a confiança em uma marca desenvolve-se a partir de contatos diretos (p. ex. procura, aquisição, consumo e descarte) e indiretos (p. ex. propaganda, boca-a-boca e imagem) com a mesma. A satisfação cumulativa com a marca revela-se essencial na geração da confiança. Enquanto uma avaliação global de contentamento com sucessivas experiências de consumo de uma marca, indica que essa tem cumprido de maneira estável suas promessas no que tange à entrega de benefícios utilitários e simbólicos ao consumidor (DELGADO-BALLESTER; MUNUERA-ALEMAN, 2001). Para Lau e Lee (1999), a satisfação acumulativa favorece a percepção pelo consumidor de credibilidade e benevolência da empresa. Brei (2001) e Prado (2004) defendem que a satisfação, por si só, não é suficiente para gerar a lealdade, de forma que a confiança deve atuar como intermediadora. Lau e Lee (1999), Delgado-Ballester e Munuera-Aleman (2001), Bloemer e Odekerken-Schröder (2002), Prado (2004) confirmaram que a satisfação é um preditor positivo e significante da lealdade. Emerge, portanto, desse debate, a hipótese (H2) de que quanto maior a satisfação do cliente

Dick e Basu (1994) e Sirdeshmukh, Singh e Sabol (2002) arguem que a confiança do consumidor em um prestador de serviços é essencial à formação da lealdade. Os achados das pesquisas de Garbarino e Johnson (1999), Lau e Lee (1999), Brei (2001) e Prado (2004) sustentam a importância do constructo para essa contingência. Isso decorre, principalmente, pelo fato de que as ações do provedor no sentido de desenvolver a confiança no consumidor podem reduzir o risco percebido por esse, permitindo-lhe elaborar predições acerca do comportamento futuro do prestador em direção à continuidade do relacionamento (SIRDESHMUKH; SINGH; SABOL, 2002). Logo, sugere-se a hipótese (H3) de que quanto

maior a confiança do cliente com um banco, maior a sua lealdade atitudinal em direção a ele.

2.2 LEALDADE E RENTABILIDADE DO CONSUMIDOR

Não há um consenso quanto à definição e operacionalização da lealdade, no entanto, duas abordagens são as mais comuns na investigação do fenômeno (DICK; BASU, 1994; OLIVER, 1999). Na abordagem comportamental, a lealdade é expressa por meio dos comportamentos passados de compras do consumidor. Seu objeto de estudo são os padrões de compras reiteradas de um consumidor a determinado produto ou a proporção em que este padrão ocorre, ao longo do tempo, diante de um conjunto de alternativas disponíveis (DICK; BASU, 1994; UNCLES; DOWLING; HAMMOND, 2003). Técnicas estocásticas de exame de dados costumam ser empregadas para descrever os comportamentos de compras dos indivíduos. Geralmente, os padrões de comportamentos são analisados no nível de mercado por meio de indicadores de desempenho, tais como, participação de mercado, penetração da marca, frequência média de compras, repetição de compras e share of wallet (UNCLES; DOWLING; HAMMOND, 2003).

A abordagem tem recebido ponderações por não levar em conta as motivações e o comprometimento do consumidor com a marca (DICK; BASU, 1994). Nesse sentido, ampliando as discussões sobre lealdade, a segunda abordagem, a atitudinal, considera a favorabilidade do consumidor expressa por meio do seu comprometimento, preferência, sentimentos e crenças positivas em direção à marca, sua predisposição em recomendá-la para terceiros (boca-a-boca) e suas intenções em permanecer comprando-a, apesar de ofertas de marcas concorrentes (JACOBY; CHESNUT, 1978; DICK; BASU, 1994).

Alguns pesquisadores, como Jacoby e Chesnut (1978), Dick e Basu (1994) e Oliver (1999), consideram a lealdade um constructo multifacetário e, para sua mensuração, traços atitudinais e comportamentais do consumidor devem ser considerados. Para Jacoby e Chesnut (1978), a lealdade verdadeira está presente quando o consumidor: (a) detém informações sobre os atributos de uma marca permitindo-lhe julgá-la como superior em relação às demais (aspectos cognitivos); (b) possui uma maior estima e apreço pela marca específica do que pelas marcas alternativas, ensejando em uma distinta afetividade e; (c) tem a intenção de comprar a marca, preterindo as ofertas das demais marcas (aspectos conativos).

Ao avançar nos estudos sobre o assunto, Oliver (1999) sugeriu que a lealdade verdadeira é formada por fases, as quais representam níveis crescentes de comprometimento do consumidor com a marca: cognitiva (crença), afetiva (apreço), conativa (intenção de compra) e ação (ato de compra). Para Oliver (1999), a lealdade é o profundo comprometimento do consumidor pela recompra ou pelo favorecimento a um produto ou marca, apesar do contexto situacional e dos esforços de marketing com potencial de causarem um comportamento de troca.

Apesar de sua proposta integradora, algumas críticas recaem sobre a abordagem. Alguns de seus adeptos não contemplam em suas pesquisas o comportamento revelado do consumidor, limitando-se às variáveis da dimensão atitudinal. Nessas circunstâncias, como os

modelos são restritos àquilo que as pessoas dizem, é possível que não reflitam a postura do consumidor, pois a correspondência entre o dizer (variáveis perceptuais) e o fazer (variáveis comportamentais) se dá sob determinadas condições nem sempre consideradas nessas pesquisas (UNCLES; DOWLING; HAMMOND, 2003).

No que tange aos serviços financeiros, os estudos sobre lealdade têm utilizado como ponto de referência os pressupostos teóricos das abordagens comportamental e atitudinal (LEWIS; SOURELI, 2006). De uma maneira geral, verifica-se que tanto a satisfação (ROSA, 2001; PRADO, 2004; MATOS; HENRIQUE; ROSA, 2007; ZHANG; BLOEMER, 2008), quanto a confiança (BREI, 2001; PRADO, 2004; SANTOS; FERNANDES, 2008; KANTSPERGER; KUNZ, 2010) são preditores relevantes da lealdade de clientes em direção a seus bancos.

Um dos principais objetivos dos programas de marketing direcionados para relacionamentos com clientes é que esses se tornem rentáveis para a empresa (GRÖNROOS, 1994; REINARTZ; KUMAR, 2003). O alcance desse objetivo pode ser atestado pelo desenvolvimento de modelos compreensivos de avaliação que considerem métricas de desempenho financeiro, como a rentabilidade, sem deixar de lado, entretanto, as variáveis perceptuais e comportamentais do consumidor (GUPTA; ZEITHAML, 2006). O conhecimento da rentabilidade do consumidor adere-se à perspectiva relacional do marketing de: (a) reconhecer o cliente como um ativo de valor econômico, o que permite direcionar as ações da empresas segundo os retornos esperados desse ativo (SRIVASTAVA; SHERVANI; FAHEY, 1998) e (b) alocar os esforços mercadológicos para os consumidores e mercados com maiores perspectivas de relacionamentos duradouros, com a intenção de maximizar o retorno dos recursos empregados ao longo do tempo (MULHERN, 1999; ROSA, 2001). Não obstante a importância do tratamento das informações no nível do indivíduo, ainda prevalecem análises com dados agrupados por unidades de negócios, organizações ou setores econômicos, possivelmente em razão da dificuldade de obtenção de dados sobre os negócios específicos dos clientes (MULHERN, 1999; ROSA, 2001).

No marketing, localizam-se estudos que exploram variáveis perceptuais (p. ex. qualidade percebida, satisfação e lealdade atitudinal) com indicadores de rentabilidade no nível do consumidor. Nessa perspectiva, duas formas de mensuração são predominantes. A primeira está associada a registros históricos e se baseia, comumente, nas receitas e despesas incorridas para cada sujeito (MULHERN, 1999; SÖDERLUND; VILGON, 1999). É o caso do indicador margem de contribuição utilizado por Rosa (2001) e Kamakura et al.(2002) e margem bruta, aplicado por Söderlund e Vilgon (1999). A segunda forma é orientada ao futuro e está relacionada à análise do valor presente líquido da rentabilidade estimada do relacionamento com o consumidor para períodos subsequentes (MULHERN, 1999; SÖDERLUND; VILGON, 1999). Nessa linha de investigação destaca-se o valor do ciclo de vida do consumidor empregado por Kumar, Shah e Venkatesan (2006).

Um dos efeitos esperados de um cliente leal é que ele seja rentável (REICHHELD, 1993; HESKETT et al. 1994). Segundo Reichheld (1993), há algumas características dos clientes leais que favorecem o vínculo com a rentabilidade esperada: (a) a experiência com a marca possibilita um menor custo para serví-los; (b) são menos sensíveis a preços; (c) possuem relacionamentos duradouros e; (d) atuam como mensageiros das experiências positivas com a marca.

Reinartz e Kumar (2000) testaram essas conjecturas com empresas dos Estados Unidos, França e Alemanha e, ao contrário do que sugerido por Reichheld (1993), elas não foram confirmadas. Rosa (2001) encontrou evidências de que a satisfação de clientes de um banco de varejo no Brasil prediz a lealdade comportamental desses, o qual, por sua vez, explica suas rentabilidades proporcionadas ao banco. Kumar, Shah e Venkatesan (2006) encontraram fracas correlações entre a rentabilidade e indicadores da lealdade comportamental. Li (2010)

verificou que a satisfação explica a lealdade dos clientes aos bancos, o valor do ciclo de vida do consumidor e a rentabilidade. A lealdade (intenções comportamentais) possui uma associação positiva com o valor do ciclo de vida consumidor, porém, negativa com a rentabilidade. A despeito das associações ambíguas entre lealdade e rentabilidade identificadas na literatura, propõe-se a hipótese (H4) de que quanto maior a lealdade

atitudinal do cliente em direção a um banco, maior a rentabilidade proporcionada por ele.

A figura 1 retrata o modelo conceitual originado da revisão da literatura e das hipóteses de pesquisa.

Figura 1 - Modelo conceitual

Fonte: Elaboração própria.

Legenda: H - hipótese de pesquisa; (+) associação positiva esperada entre as variáveis.

3. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS 

Em decorrência dos objetivos da pesquisa, realizou-se uma pesquisa descritiva (correlacional) por meio de uma survey com corte transversal (cross-sectional) entre sujeitos. A população do estudo é formada por clientes pessoas física detentores de conta corrente no Brasil em um relevante banco de varejo, cuja identidade não pode ser revelada, mas será identificado como Banco X. Este banco posiciona-se entre os cinco maiores bancos em operações no Brasil em Ativos e em quantidade de correntistas pessoas físicas (ano base 2011). A unidade amostral é o cliente pessoa física, primeiro titular de conta corrente no Banco X, detentor de cheque especial, com pelo menos um ano de relacionamento com o mesmo, sem restrições cadastrais (p. ex. SERASA, SPC, CCF) anotadas por bancos e formação educacional igual ou superior ao primeiro grau completo. Empregou-se a amostragem aleatória simples (seleção aleatória dos respondentes de um banco de dados com 30.000 correntistas), sem reposição e com abrangência nacional. Optou-se por um instrumento de coleta de dados estruturado, o qual foi aplicado por um instituto de pesquisa através de Entrevistas Telefônicas Assistidas por Computador (CATI). Previamente ao início do campo, procedeu-se a um pré-teste do questionário com 30 clientes (seleção aleatória). Após os ajustes do pré-teste, entrevistaram-se 914 sujeitos nos meses de agosto e setembro de 2011.

Os constructos foram operacionalizados a partir de escalas aplicadas em outros estudos. A satisfação foi avaliada sob a perspectiva acumulativa (12 meses anteriores à entrevista) por meio de três itens adaptados de Fornell et al. (1996), em uma escala de cinco pontos (satisfação geral - muito insatisfeito a muito satisfeito; desconformidade global - muito abaixo das expectativas a muito acima das expectativas; distância da empresa ideal - muito longe do ideal a muito próximo do ideal). A confiança foi operacionalizada por meio de 11 itens2 extraídos de Prado (2004), em uma escala tipo Likert com cinco pontos (discordo totalmente a concordo totalmente).

Confiança Satisfação H1 (+) H2 (+) H3 (+) H4 (+) Lealdade Atitudinal Rentabilidade

As intenções comportamentais serviram de indicadores para mensurar a lealdade atitudinal. Em estudos na indústria financeira, as intenções comportamentais têm sido empregadas para avaliar tanto a lealdade geral (BREI, 2001; PRADO, 2004), quanto a lealdade atitudinal de clientes aos bancos (PERILLO, 2007; SANTOS; FERNANDES, 2008). Para operacionalizar a variável, adaptaram-se quatro itens de Matos, Henrique e Rosa (2007) e, de forma complementar, dois itens de Prado (2004). Os itens foram avaliados em uma escala de cinco pontos em que se averiguavam as chances de cada intenção comportamental se concretizar (muito baixa a muito alta). Dois principais ajustes foram necessários no item que trata das intenções de aumentar os negócios com o banco, retirado de Matos, Henrique e Rosa (2007). Primeiramente, foi desmembrado em cinco itens de forma a refletir com maior precisão as intenções de negócios do cliente, segundo as principais categorias de produtos financeiros. Pretendeu-se, com esse ajuste, obter uma medida mais refinada do constructo ao particularizar o tipo de negócio que o cliente intenciona fazer com o banco. O segundo ajuste diz respeito à estimação do horizonte temporal da expectativa em que cada intenção de negócio se concretizaria, isto é, seis meses (curto-prazo). Essa adequação teve por fim estabelecer um ponto de referência temporal nas intenções de negócios.

A rentabilidade do cliente foi avaliada por intermédio do indicador margem de contribuição, extraído de um banco de dados do Banco X. A margem de contribuição é a diferença entre o preço de venda e a soma dos custos variáveis com as despesas variáveis. Dessa forma, a margem de contribuição do cliente, expressa em Reais (R$), se refere à soma das margens de contribuição dos produtos e serviços por ele consumidos em agosto de 2011. Por seu turno, a margem de contribuição de um produto ou serviço se refere à diferença entre a receita gerada pelo cliente ao consumir o produto X ou o serviço Y e os custos/despesas variáveis associados a esse consumo em agosto de 2011(ROSA, 2001).

Antes das análises, procedeu-se o exame exploratório dos dados conforme sugestões de Hair Jr et al. (2005) e Tabachnick e Fidell (2007). Foram identificados 12 sujeitos (1,3 % do total) com ao menos um dado faltante (missing) em itens dos constructos; tratam-se de sujeitos que optaram não responder o item. Localizaram-se 68 casos extremos (outliers) multivariados por meio da medida D² de Mahalanobis (p < 0,001). Optou-se por mantê-los por representarem um subgrupo da amostra. Observou-se que as variáveis não seguem uma distribuição normal univariada, não possuem padrões de não linearidade e não apresentam indícios de multicolinearidade. Findo o exame exploratório dos dados, decidiu-se excluir os sujeitos com ao menos um dado faltante. A amostra final passou a contar com 902 respondentes, correspondendo a um erro amostral de 3,3 %3.

4. ANÁLISE E DISCUSSÕES DOS RESULTADOS  

A seção apresenta a caracterização da amostra, os resultados descritivos das variáveis, a Análise Fatorial Exploratória e Confirmatória das variáveis, a avaliação do modelo de mensuração completo e por fim, a estimação do modelo estrutural.

4.1 RESULTADOS DESCRITIVOS E VALIDAÇÃO DOS CONSTRUCTOS

A média de idade dos respondentes é de 53 anos e a maioria (56 %) é do sexo feminino. A maior parte dos entrevistados possui o nível superior completo de formação (72,5 %), 60 % são empregados (privado ou público), 32,8 % são aposentados/pensionistas e somente 3,5 % são autônomos. 43,8 % da amostra declarou possuir renda média mensal superior a R$ 6.000, enquanto que, 6,8 % informaram renda igual ou inferior R$ 1.000. No relacionamento bancário, 90,3 % afirmaram que recebem no Banco X a renda decorrente das atividades

profissionais e 50,6 % relacionam-se exclusivamente com o Banco X (média = 1,6 bancos). A média do tempo de relacionamento com o Banco X é de 15,5 anos.

A Tabela 1 sintetiza os resultados descritivos dos itens dos constructos satisfação (SAT1 à SAT3), confiança (CON1 à CON11) e lealdade atitudinal (LA 1 à LA10). Observa-se que a maioria dos itens possui as avaliações médias superiores a 3,3, no entanto, quatro itens da lealdade atitudinal (LA6, LA8, LA9 e LA10) obtiveram resultados inferiores a três. Os desvios-padrão da satisfação oscilaram entre 0,85 e 0,87, da confiança variaram entre 0,72 (CON3) à 1,13 (CON10) e lealdade atitudinal, entre 0,74 (LA2) e 1,4 (LA6); os maiores desvios-padrão ocorreram na faixa de itens que compreende LA5 e LA10. Quanto à variável rentabilidade, a média foi de R$ 303,8 e o desvio-padrão, R$ 447,4.

Tabela 1 – Resultados descritivos dos itens dos constructos

Item x

SAT1:Satisfação geral 4,13

SAT2:Desconformidade global 3,46

SAT3:Distância da empresa ideal 3,91

CON1:Confio no Banco X porque ele é um banco sério. 4,42

CON2:Tenho confiança que as informações de que recebo do Banco X estão sempre corretas. 4,19

CON3:Confio no Banco X pela sua solidez. 4,49

CON4:Eu estou certo de que o Banco X trata as informações que possui a meu respeito como

confidenciais. 4,33

CON5:Eu não hesito em tomar decisões importantes baseadas nas sugestões do Banco X. 3,76

CON6:O Banco X mantém suas promessas. 4,01

CON7:O Banco X é bastante competente no fornecimento de serviços financeiros. 4,10 CON8:O Banco X é bastante íntegro no tratamento de seus clientes. 4,13

CON9:Confio no Banco X por que entre nós existe apoio mútuo. 3,90

CON10:Quando toma decisões importantes, o Banco X considera o meu bem estar, assim como o dele. 3,61

CON11:Sinto que o Banco X se preocupa com meus interesses. 3,72

LA1:Chance de recomendar o Banco X para pessoas com perfil parecido com o seu. 4,05

LA2:Chance de manter a conta no Banco X nos próximos 6 meses. 4,58

LA3:Chance de considerar o Banco X quando tiver que adquirir um produto/serviço financeiro novo. 3,90 LA4:Chance de dizer coisas positivas sobre o Banco X para parentes ou amigos. 4,07 LA5:Chance de procurar outros bancos para movimentar a sua conta. (*) 3,93 LA6:Chance de vir a ter ou ter mais empréstimos/financiamentos no Banco X nos próximos 6 meses. 2,81 LA7:Chance de vir a ter ou ter mais aplicações financeiras no Banco X nos próximos 6 meses. 3,35 LA8:Chance de vir a ter ou ter mais apólice de seguro no Banco X nos próximos 6 meses. 2,75 LA9:Chance de vir a ter ou ter mais previdência privada no Banco X nos próximos 6 meses. 2,68 LA10:Chance de vir a ter ou ter mais títulos de capitalização no Banco X nos próximos 6 meses. 2,69 Fonte: Elaboração própria.

Legenda: x - média; (*) Item com a escala transformada. Quanto maior o seu valor, mais favorável ao Banco X (menor chance de vir acontecer).

A validação estatística das escalas de medidas dos constructos se deu pela Análise Fatorial Exploratória (AFE), Análise Fatorial Confirmatória (AFC) e pela avaliação das validades convergente e discriminante dos constructos. Cada constructo, individualmente, foi submetido a uma AFE com a finalidade de avaliar a dimensionalidade do conjunto de indicadores (variáveis observáveis) pela identificação do menor número de fatores (variáveis latentes) necessários para explicar a correlação entre esses indicadores (KLINE, 2011); utilizou-se a versão 17 do programa estatístico SPSS para essas operações.

Previamente à estimação inicial dos fatores, confirmou-se a fatorabilidade da matriz de correlação dos dados (matriz R). As extrações das variáveis latentes fundamentaram-se no método da Análise dos Componentes Principais, com a rotação Varimax (ortogonal), quando fosse o caso. Foi extraído um componente (fator) nos constructos satisfação e confiança, ao passo que, em lealdade atitudinal extraíram-se dois componentes. Em relação à satisfação, os

resultados das cargas fatoriais (0,87~0,88), comunalidades (0,72~0,75), variância explicada (75,9%) e alfa de Cronbach (0,84) apresentaram-se adequados. O mesmo ocorreu com a confiança: cargas fatoriais (0,67~0,85), comunalidades (0,48~0,73), variância explicada (60,8%) e alfa de Cronbach (0,93).

No caso da lealdade atitudinal, observou-se que LA1 à LA5 carregaram em um componente e LA6 à LA10 ajustaram-se no outro componente. No primeiro componente as cargas variaram de 0,66 à 0,80, enquanto que as comunalidades dos itens, oscilaram entre 0,46 e 0,73. As cargas dos cinco itens do componente 2 oscilaram entre 0,63 e 0,79, enquanto que, suas comunalidades variaram entre 0,46 e 0,65; a variância explicada pela solução fatorial foi de 58,1%. No teste do alfa de Cronbach, o primeiro componente obteve 0,78, contudo, a exclusão de LA5 aumentaria o indicador para 0,82. Ao examinar detalhadamente o item, observou-se que o seu traço comportamental já estava sob avaliação no item LA2. Dessa forma, optou-se por excluí-lo, de forma que, o componente 1 passou a ser composto pelos itens LA1 à LA4. O alfa de Cronbach do segundo componente foi de 0,80, considerado adequado para esta pesquisa. Com a definição dos itens, passou-se à designação (nomeação) dos componentes. O primeiro componente abarca itens atinentes às intenções de recomendação (LA1 e LA4), de permanência no Banco (LA2) e de preferência ao Banco (LA3). Tomando como referência a sugestão de Hair Jr et al.(2005), o componente foi nomeado como Intenções de Recomendação e de Permanência, pois refere-se aos três itens com as maiores cargas fatoriais, LA1, LA4 e LA2. O segundo componente (LA6 à LA10) abrange as intenções comportamentais associadas à aquisição de categorias de produtos financeiros, a saber, empréstimo, aplicação, seguro, previdência e título de capitalização; isto é, tratam-se de intenções de realização de negócios específicos. Dessa forma, esse componente foi designado Intenções de Negócios.

Em seguida à AFE, procedeu-se a AFC dos constructos com a finalidade de confirmar se o conjunto de variáveis observáveis (itens) representa adequadamente os constructos em avaliação (KLINE, 2011). A AFC dos constructos, a avaliação do modelo de mensuração e a estimação do modelo estrutural se deram por meio da Modelagem de Equações Estruturais (MEE), a qual foi operacionalizada com o programa estatístico EQS 6.1 for Windows. Optou pela matriz de variância-covariância para entrada dos dados nos modelos e pelo método de estimação direta ERLS (Elliptical Reweighted Least Squares), dado que grande parte das variáveis não possui distribuição normal; o método não exige normalidade multivariada (KLINE, 2011). Tendo em vista as características dos constructos em avaliação, o modelo adotado foi do tipo refletivo (COLTMAN et al., 2008). Para permitir a identificação dos modelos, duas ações foram tomadas: (a) na AFC de cada constructo optou-se por fixar em 1 a variância do constructo para permitir a livre estimação de todos os coeficientes dos itens, o que permitiu averiguar o coeficiente não padronizado e o nível de significância dos mesmos (KLINE, 2011); (b) no modelo de mensuração e no modelo estrutural, foi fixado em 1 o coeficiente não padronizado do efeito direto da variável latente em um dos seus indicadores (itens), para que a escala desse sirva de referência para a variável latente (KLINE, 2011).

Na AFC, o constructo satisfação apresentou-se exatamente identificado, pois o seu grau de liberdade foi igual à zero. Nessa circunstância, o modelo reproduz perfeitamente a matriz de covariância da amostra e, por isso, não há indicadores de qualidade de ajuste (KLINE, 2011). Apesar disso, outros indicadores foram levados em conta e confirmaram a adequação dos itens para descreverem o constructo, assim como a sua validade convergente. As cargas não padronizadas dos três itens foram significantes à 5 %, enquanto que as cargas padronizadas (0,79~0,82), os coeficientes de determinação (0,62~0,67), a confiabilidade composta (0,84) e a variância extraída (0,64) obtiveram resultados acima dos mínimos estabelecidos, respectivamente, 0,50, 0,40, 0,70 e 0,50.

As medidas de qualidade de ajuste do modelo do constructo confiança foram satisfatórias, apesar de algumas delas terem obtido resultados próximos ao valor de referência indicado entre os parênteses (c²/gl (≤5) = 6,9; GFI (≥0,90) = 0,90; RMSEA (≤0,05) = 0,082; SRMR(≤0,05) = 0,04; NFI (≥0,90) = 0,96; TLI(≥0,90) = 0,96; CFI (≥0,90) = 0,97; IFI (≥0,90) = 0,97). As cargas (coeficientes) não padronizadas dos 11 itens foram significantes à 5 %, enquanto que as cargas padronizadas (0,62~0,85), a confiabilidade composta (0,93) e a variância extraída (0,57) obtiveram resultados acima das referências estabelecidas. Todavia, o coeficiente de determinação do item CON3 (0,38) foi um pouco inferior a 0,40; assim, o indicador variou entre 0,38 e 0,72. Os resultados, tomados em conjunto, apontam para a adequação dos itens e para validade convergente do constructo.

Por tratar-se de um constructo de segundo ordem, o modelo da lealdade atitudinal foi determinado considerando a covariância (livremente estimada) entre os fatores de primeira ordem (Intenções de Recomendação e de Permanência e Intenções de Negócios). Os indicadores de qualidade de ajuste da lealdade atitudinal apresentaram-se adequados, ainda que o RMSEA tenha sido ligeiramente superior ao padrão de referência (c²/gl (≤5) = 3,9; GFI (≥0,90) = 0,97; RMSEA (≤0,05) = 0,058; SRMR (≤0,05) = 0,05; NFI (≥0,90) = 0,97; TLI(≥0,90) = 0,97; CFI (≥0,90) = 0,98; IFI (≥0,90) = 0,98). Todas as cargas não padronizadas foram significantes (p<0,05), ao passo que as cargas padronizadas (0,54~0,89), a confiabilidade composta (Intenções de Recomendação e de Permanência = 0,83; Intenções de Negócios = 0,79) e a variância extraída (Intenções de Recomendação e de Permanência = 0,56; Intenções de Negócios = 0,49) obtiveram resultados satisfatórios.

A partir das Análises Fatoriais Confirmatórias individuais dos constructos, procedeu-se a avaliação do modelo de mensuração geral por meio da estimação das covariâncias entre os constructos em conjunto, conforme sugerido por Kline (2011). Os indicadores de qualidade de ajuste do modelo podem ser considerados adequados (c²/gl (≤5) = 3,7; GFI (≥0,90) = 0,90; RMSEA (≤0,05) = 0,055; SRMR(≤0,05) = 0,042; NFI (≥0,90) = 0,97; TLI(≥0,90) = 0,98; CFI (≥0,90) = 0,98; IFI (≥0,90) = 0,98). A confiabilidade composta do conjunto de itens foi de 0,97 e a variância extraída, 0,59; adicionalmente, calculou-se o alfa de Cronbach, cujo resultado (0,93) foi superior ao ponto de corte de 0,70.

As correlações entre os constructos podem ser consideradas altas (oscilaram entre 0,80 e 0,91) e, por esse motivo, utilizou-se o método de Bagozzi e Philips (1982) para avaliar a validade discriminante dos constructos. No teste, verifica-se a diferença entre os qui-quadrados (c²) de dois modelos que estimam, cada um deles, a covariância entre um par de constructo. No modelo inicial, a covariância é fixada em 1 e no outro, é livremente estimada. A evidência de validade discriminante decorre da diferença estatisticamente significante (p < 0,05) dos qui-quadrados dos dois modelos. Observou-se que nas três combinações possíveis entre os constructos houve uma redução estatisticamente significante da estatística c² dos modelos com as covariâncias restritas para os modelos em que elas foram estimadas, indicando, validade discriminante dos constructos.

Dessa maneira, atestou-se a consistência interna dos indicadores representativos dos constructos, a relevância dos itens na representação comportamental dos traços latentes e a discriminação entre esses no que tange aos fenômenos que medem.

4.2 AVALIAÇÃO DO MODELO ESTRUTURAL E TESTES DE HIPÓTESES

O modelo completo, composto por 24 variáveis observáveis (23 variáveis relativas aos indicadores dos constructos e a Rentabilidade), possui 53 parâmetros para serem estimados. Há 17 respondentes por parâmetro estimado, o que atende a recomendação de Hair Jr et al. (2005) de se constituir modelos com pelo menos uma proporção de 10 sujeitos por parâmetro.

Por intermédio dos indicadores de qualidade de ajuste, verifica-se a adequação da matriz de variância-covariância da amostra com a matriz hipotetizada pelas relações do modelo (c²/gl (≤5) = 3,5; GFI (≥0,90) = 0,90; RMSEA (≤0,05) = 0,053; SRMR (≤0,05) = 0,04; NFI (≥0,90) = 0,97; TLI(≥0,90) = 0,98; CFI (≥0,90) = 0,98; IFI (≥0,90) = 0,98).

Os testes das hipóteses de pesquisa se deram pelas magnitudes e níveis de significância dos coeficientes de regressão das relações presumidas entre os constructos e a Rentabilidade (Tabela 2).

Tabela 2 – Testes das hipóteses de pesquisa

Relação Estrutural b Sig. β Hipótese Status

Satisfação → Lealdade Atitudinal 0,967 0,000 0,857 H1 Aceita

Satisfação → Confiança 0,696 0,000 0,870 H2 Aceita

Confiança → Lealdade Atitudinal 0,078 0,516 0,055 H3 Rejeitada Lealdade Atitudinal → Rentabilidade 63,93 0,005 0,116 H4 Aceita Fonte: Elaboração própria.

Legenda: b – coeficiente não padronizado; Sig. - nível de significância; β - coeficiente padronizado.

Confirmando os achados de Lau e Lee (1999), Rosa (2001), Prado (2004) e Zhang e Bloemer (2008) a hipótese (H1) de que quanto maior a satisfação do cliente com um

banco, maior a sua lealdade em direção a ele foi confirmada ao nível de significância de

0,01. De igual modo, a segunda hipótese foi corroborada, isto é, quanto maior a satisfação

do cliente com um banco, maior a sua confiança em direção a ele, tal como evidenciado

por Delgado-Ballester e Munuera-Aleman (2001), Bloemer e Odekerken-Schröder (2002) e Prado (2004). Esses dois resultados evidenciam que a satisfação não pode ser negligenciada no contexto de trocas relacionais, notadamente naquelas que abrangem os serviços financeiros, uma fez que atua como preditora da lealdade atitudinal e da confiança dos consumidores. Em outras palavras, o julgamento global dos correntistas acerca das experiências cumulativas de consumo e de interação com um banco favorece o desenvolvimento de intenções comportamentais em favor ao banco, assim como a confiança nesse. A satisfação explica 75,8 % da variabilidade (R²) da confiança.

Por outro lado, contrariando Garbarino e Johnson (1999), Brei (2001), Sirdeshmukh, Singh e Sabol (2002), Prado (2004) e Santos e Fernandes (2008), rejeitou-se a hipótese (H3) de que quanto maior a confiança do cliente com um banco, maior a sua lealdade

atitudinal em direção a ele. Especula-se que um dos possíveis motivos para esse achado

deve-se ao reconhecimento geral pela população da solidez e estabilidade do sistema bancário brasileiro, especialmente dos grandes bancos de varejo (Banco do Brasil, Bradesco, Caixa Econômica Federal, Itaú e Santander). Em momento de incertezas na economia mundial e diante de evidências positivas acerca dos resultados financeiros desses bancos, acredita-se que os correntistas reconheçam a credibilidade como um traço intrínseco a eles. Nesse aspecto não existiriam diferenças entre os grandes bancos, já que todos são, de certa forma, confiáveis. É provável que uns sejam percebidos como mais críveis em determinados fatores do que outros (p. ex. segurança nas transações remotas em conta corrente ou expertise em orientações financeiras), contudo, talvez prevaleça a percepção geral de confiança. A manchete de um

press release4 da consultoria Ernst & Young sobre uma pesquisa em 2010 com clientes de

bancos no mundo aponta para esse achado: “Consumidor brasileiro confia mas não é fiel a seus bancos (...)”. À luz dessa discussão, verificou-se que as médias dos itens da confiança (com exceção de CON9) são estatisticamente iguais (p < 0,05) entre os entrevistados que se relacionam apenas com o Banco X e aqueles que são clientes de pelo menos dois bancos além do Banco X (três bancos de relacionamento). Quer dizer, tantos os clientes “monogâmicos”, quanto os “poligâmicos” atribuem os mesmo níveis de confiança no Banco X, de forma que a credibilidade desse não seria um atributo discriminante na fidelidade de seus clientes, já que

se trata de uma característica compartilhada por outros grandes bancos do sistema financeiro nacional. Porém, possivelmente, um estado de desconfiança poderia prejudicar qualquer predisposição do cliente em favor do banco, haja vista que o negócio bancário é permeado pelo risco e esse, é um dos principais “ingredientes” à estimação da confiança. Em conjunto, a satisfação e a confiança explicam 82,1 % da variância da lealdade atitudinal.

Por fim, em conformidade com o esperado pelo modelo da Cadeia do Serviço-Lucro, confirmou-se a hipótese (H4) de que quanto maior a lealdade atitudinal do cliente em

direção a um banco, maior a rentabilidade proporcionada por ele. Dessa forma, intenções

comportamentais favoráveis ao banco estão positivamente associadas a uma maior rentabilidade. Contudo, ressalva-se que a lealdade atitudinal explica apenas 1,4% da variabilidade da rentabilidade. Ou seja, a lealdade atitudinal é um preditor significante, porém insuficiente para explicar a rentabilidade dos clientes. Não se pode atribuir apenas à lealdade atitudinal a função de prever a rentabilidade do consumidor, tal como prescrito por Reichheld (1993) e Heskett et al. (1994). Ademais, simulou-se um modelo em que a satisfação e a confiança também influenciariam a rentabilidade, ou seja, em relação ao modelo hipotetizado, foram adicionadas uma seta desses constructos para rentabilidade. Mesmo com um modelo considerado adequado sob o ponto de vista da qualidade dos seus ajustes, os três constructos, em conjunto, passaram a explicar 3 % da variância da rentabilidade dos correntistas. Logo, a consideração de variáveis associadas aos comportamentos observados de compra e às estratégias operacionais e mercadológicas das empresas pode ser um caminho para melhorar as predições da rentabilidade do consumidor.

5. CONCLUSÕES

O objetivo do artigo foi colaborar com a compreensão da estimação da rentabilidade de consumidores de serviços a partir de variáveis perceptuais. Para isso, avaliou-se um modelo estrutural que retratou, no nível do consumidor, as relações da lealdade atitudinal com constructos antecedentes (satisfação e confiança) e uma variável consequente (rentabilidade).

Nesse sentido, as contribuições desta pesquisa para os debates podem ser sumarizadas sob duas perspectivas. Primeiramente, não se pode negligenciar o papel da satisfação cumulativa do consumidor na formação da sua lealdade a prestadores de serviços com orientação relacional. No caso específico desta amostra, a satisfação foi mais relevante do que a confiança na estimação das intenções de comportamentos dos consumidores. Por derradeiro, ao contrário do que verificado por Garbarino e Johnson (1999) e Sirdeshmukh, Singh e Sabol (2002), é possível em um contexto de trocas relacionais que a confiança não seja o principal determinante da lealdade atitudinal a uma empresa de serviços. Essa situação pode acontecer quando os principais concorrentes da prestadora também são percebidos como críveis e, portanto, não se trataria de um atributo discriminante das intenções comportamentais do consumidor. Isso não implica afirmar que a confiança é desnecessária na explicação da lealdade a um banco, pelo contrário, o negócio bancário somente pode existir se as pessoas físicas e jurídicas confidenciarem a ele a administração de seus recursos financeiros.

Em segundo lugar, é imperioso desenvolver modelos sobre o comportamento do consumidor que levem em conta, além de aspectos subjetivos, variáveis de natureza observáveis, como por exemplo, indicadores de negócios e de interações com uma empresa (ou um conjunto de empresas) e indicadores financeiros. Um achado relevante deste artigo foi que, uma boa porção da variabilidade (R²) da lealdade atitudinal foi explicada por dois constructos perceptuais, entretanto, os três constuctos não explicaram, em proporção adequada, a rentabilidade do consumidor. Situação semelhante foi encontrada por Edvardsson et al. (2000) em que as variáveis dos seus modelos explicaram 18 % (serviços) e 6 % (produtos físicos) das variâncias das rentabilidades. Li (2010) obteve um resultado superior

(39 %), porém, observa-se uma grande oportunidade de aperfeiçoar o modelo caso tenha-se como referência unicamente o seu R². Ou seja, a compreensão integral do consumidor asseverada pela abordagem relacional do marketing passa, pela investigação de suas atitudes, comportamentos, esforços mercadológicos da empresa, contingências externas e resultados financeiros decorrentes da combinação dessas variáveis. É o que defendem Gupta e Zeithaml (2006, p.736), para quem “as firmas devem demonstrar a relação entre suas ações, o comportamento do consumidor e seus desempenhos financeiros”.

Apesar dessas contribuições, algumas ponderações são necessárias. O delineamento da pesquisa não permite estabelecer quaisquer ilações de causalidade entre as variáveis. Isto é, não se pode afirmar que a lealdade atitudinal gera mais ou menos rentabilidade no consumidor, apenas, que aquela é um preditor estatisticamente significante desta. A amostra restringiu-se a uma indústria do ramo de serviços e apenas correntistas de um banco foram entrevistados. Outro aspecto limitador foi o uso de apenas um indicador para avaliar a rentabilidade dos consumidores; pesquisas futuras poderão considerar, também, o valor do ciclo de vida do consumidor, tal como aplicado por Kumar, Shah e Venkatesan (2006). Ademais, o modelo testado avaliou somente a dimensão atitudinal da lealdade e não considerou variáveis vinculadas às ações de marketing do banco, assim como indicadores comportamentais do consumidor.

Além da superação das limitações desta pesquisa, sugere-se como proposta de investigação o desenvolvimento de modelos compreensivos que considerem a sugestão de Gupta e Zeithaml (2006) e comparem a formação da rentabilidade do consumidor de bens tangíveis com o consumidor de serviços. Entre as empresas de serviços, seria relevante estudar, também, como se desenvolve a rentabilidade nas indústrias segundo os esquemas de classificação de serviços propostos por Lovelock (1983).

Referências

ARAÚJO, L. A. A. de; JORGE NETO, P. de M.; PONCE, D.A.S. Competição e

Concentração entre os Bancos Brasileiros. EconomiA, v.7, n.3, p.561–586, Set./Dez. 2006. BAGOZZI, R. P.; PHILIPS, L. W. Representing and Testing Organizational Theories: A Holistic Construal. Administrative Science Quartely, v. 27, n. 3, p. 459-489, 1982. BLOEMER, J.; ODEKERKEN-SCHRÖDER, G. Store satisfaction and store loyalty explained by customer and stores-related factors. Journal of Consumer Satisfaction,

Dissatisfaction and Complaining Behavior, v. 15, p. 68-80, 2002. 

BREI, V.A. Antecedentes e consequências da confiança do consumidor final em trocas

relacionais com empresas de serviços: um estudo com o usuário de Internet Banking no

Brasil.2001.181 f. Dissertação (Mestrado em Administração de Empresas) – Escola de Administração, Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Porto Alegre, 2001.

CHIOU, J.S.; DROGE, C. Service Quality, Trust, Specific Asset Investment, and Expertise: Direct and Indirect Effects in a Satisfaction-Loyalty Framework. Journal of the Academy of

Marketing Science, v.34, n. 4, p.613-627, October 2006.

COLTMAN, T. et al. Formative versus reflective measurement models: Two applications of formative measurement. Journal of Business Research, v. 61, p. 1250–1262, 2008.

DELGADO-BALLESTER, E.; MUNUERA-ALEMAN, J. L. Brand trust in the context of consumer loyalty. European Journal of Marketing. v. 35, p. 1238-1258, 2001.

DICK, A.S.; BASU, K. Customer loyalty: Toward an integrated conceptual framework.

EDV produ FOR Findi GAR Com p. 70 GIES Revi GRÖ mark GUP Mar HAIR HAL profi v.7, n HES p. 11 JACO Wile KAM p. 29 KAN medi KLIN The G KUM at a t LAR Cust Serv LAU Jour LEW of Co LI, Q Valu LOV of M MAT do C ASS ADM eletr MAY Trust VARDSSON ucts versus RNELL, C. e ings. The J RBARINO, mmitment fo 0-87, 1999. SE, J.L.; CO iew, n. 1, 20 ÖNROOS, C keting. Peri PTA, S.; ZE rketing Scie R JR, J. et a LLOWELL, itability: an n. 4, p.27 – KETT, J.L. 18-129, Mar OBY, J.; CH ey, 1978. MAKURA, 94-317, Sum NTSPERGE iating analy NE, R.B. Pr Guilford Pr MAR, V.; SH time! Journ RIVIÈRE, B omer Profit vice Researc U, G. T.G. L rnal of Mar WIS, B. R.; S onsumer B Q. Exploring ue. Social B VELOCK, C Marketing,v TOS, C.A. d Custo de Mu OCIAÇÃO MINISTRAÇ rônicos... Ri YER, R. C.; t. The Acad N, B. et al.T services. T et al. The A Journal of M E.; JOHNS r Relational OTE, J.A. D 000. C. From mar odical Man EITHAML,V ence, v. 25, al. Análise , R. The rela empirical s 42, 1996. . et al. Putti rch/April, 1 HESNUT, R W. et al. A mmer 2002. ER, R.; KUN ysis. Manag rinciples an ress, 2011. HAH, D.; V nal of Retai B. Linking P tability: A C ch, v.11, n. LEE, S.H. C rket Focuse SOURELI, Behaviour, v g the Relatio ehavior an C.H. Classify v.47, n. 3, p. de; HENRIQ udança na Sa O NACIONA ÇÃO DE E io de Janeir ; DAVIS, J. demy of M The effects o Total Qualit American Cu Marketing, SON, M. Th l and Trans Defining Co rketing mix nagement D V. Customer n.6, p. 718-Multivaria ationships o study. Inter ng the Serv 994. R.W. Brand ssessing the NZ, W. H. C ging Service nd Practice VENKATES iling, v.82, Perceptual a Comprehens 3, p.3-21, 2 Consumers’ ed Manage M. The ant v.5, n.1, p. onship Betw nd Personal fying Servic 9-20, Sum QUE, J.L.; R atisfação e L AL DE PÓS MPRESAS ro, ANPAD . H.; SCHO anagement of satisfactio ty Managem ustomer Sat , v. 60, n.4, he Different actional Co nsumer Sat x to relation Decision, v. r Metrics an -739, Nov./ ada de Dad of customer rnational Jo vice-Profit C d Loyalty: e Service-Pr Consumer tr e Quality, v e of Structu SAN, R. Ma n. 4, p. 277 and Behavio sive Service 2008. Trust in a B ement, v. 4, ecedents of 15-31, Feb. ween Custom lity, v. 38, n ces to Gain S mer 1983. ROSA, F. d Lealdade do S-GRADUA S - ANPAD, , 2007. ORMAN, F t Review, v on and loya ment, v.11, tisfaction In p. 7-18, Oc Roles of Sa onsumers. Jo isfaction. A ship market 32, n. 2, p. nd their Imp /Dec.2006. os. 5 ed. Sã satisfaction ournal of S Chain to Wo Measureme rofit Chain. rust in servi v. 20, n.1, p ural Equati anaging reta –294, 2006 oral Custom e-Profit Cha Brand and t n. 4, p. 341 f consumer l 2006. mer-Related n.5, p.647-6 Strategic M de. Os Efeito o Consumid AÇÃO E PE , 31, 2007, R F. D. An Int v. 20, n. 3, p alty on profi , n.7, p. 917 ndex: Nature ct. 1996. atisfaction, ournal of M Academy of ting: Towar . 4-21, 1994 pact on Fina ão Paulo: Bo n, customer Service Indu ork. Harvar ent and Man Marketin ice compani .4-25, 2010 ion Modelin ailer profita 6. mer Metrics ain Applicat the Link to B 1–370, 1999 loyalty in re d Measures 56, 2010. Marketing In os Direto, M dor. In: ENC ESQUISA E

Rio de Jane tegrative M p. 709-734, J

its and grow 7-927, 2000 e, Purpose, Trust and Marketing, f Marketing rds a paradi 4. ancial Perfo ookman, 20 loyalty, an ustry Mana rd Business nagement. N ng Science, ies: a multip 0. ng. 3. ed. N ability—one to Multiper tion. Journ Brand Loya 9. etail bankin s and Shareh sights. The Mediador e CONTRO D EM eiro – RJ. A Model of Org Jul., 1995. wth: . and v. 63, n. 2, g Science gm shift in ormance. 005. d agement, s Review, New York: v.21, n. 3, ple New York: e customer riod nal of alty. ng. Journal holder Journal Moderador DA nais ganizationall

McC how. MUL Rese OLIV Jour ____ ____ 2010 PERI uma (Dou PRA banc Adm REIC Marc REIN Profi ROS clien de A ROU Acad SAN relac de E SIRD exch SÖD An E Wor SRIV Valu TAB 2007 UNC loyal ZEIT Wha Scien ZHA Bran        1 _{(a) P} Anais estran 2 _Orig 3 _Pop interv 4_http:/ em 17 COLL-KENN . Total Qua LHERN, F.J earch Direct VER, R. L. rnal of Reta __.Whence c __. Satisfac 0. ILLO, R. D população utorado em ADO, P.H.M os de varejo ministração d CHHELD, F ch/April 199 NARTZ, W itable Lifeti SA, F. de Ca ntes em ban Administraçã USSEAU, D demy of Ma NTOS, C.P.; cionamento: Empresas, v DESHMUK hanges. Jour DERLUND, Empirical Ex rking Paper VASTAVA ue: A Frame BACHNICK 7. CLES, M. D lty program THAML, V at We Know nce, v. 28, n ANG, J.; BL nd Relations         Periódicos bra s de Encontro ngeiros acessa ginalmente era pulação infinit valo de confian //www.ey.com 7/02/2012.  NEDY, J.; ality Manag J. Customer tions. Journ Measureme ailing, v. 57 customer lo tion: a beha D. Avaliand formada po Psicologia) M. A avaliaç o. 2004. 497 de Empresa F.F. Loyalty 93. W.J.; KUMA ime Duratio anais de At ncos. 2001.3 ão, Universi D. M. et al. N anagement FERNAND : seu impact v. 48, n.1, p. KH, D.; SIN rnal of Mar M.; VILGO xamination r Series in B , R. K., SHE ework for A K, B. G.; FID D.; DOWLIN ms. Journal . A. Service w and What n.1, p. 67-85 LOEMER, J ships. Journ                  asileiros de Ad s da Anpad; ( ados pelo Proq am 12 itens, co ta segundo K nça de 95 %, “ m/BR/pt/News SCHNEIDE gement, v. r Profitabili nal of Inter

ent and eval 7, n.3, p. 25 oyalty? Jour avioral pers do a relação or consumid – Instituto ção do relac 7 f. Tese (D as de São Pa y-Based Ma AR, V. The I on. The Jou

tendimento 339f. (Dout idade de Sã Not so diffe t Review, v DES, D. V. to na confia . 10-24, 200 GH, S.; SA rketing, v. ON, M. Cus of the Asso Business A ERVANI, T Analysis. Th DELL, L. S NG, G. R.; H of Consum e Quality, P We Need to 5, 2000. J. M.M . The nal of Servi         dministração d (c) Teses e D quest, Emerald ontudo, um ite Kazmier (1982 “π” a proporç sroom/News-r ER, U. Mea 11, n. 7, p. ity Analysis ractive Mar luation of sa -25, 1981. rnal of Ma spective on o entre satis dores de pro de Psicolog cionamento Doutorado em aulo, Fundaç anagement. Impact of C urnal of Ma o eletrônico orado em A ão Paulo, Sã erent after al . 23, n.3, p. D. H. A rec ança e lealda 08. ABOL, B. Co 66, n. 1, p. stomer Satis ociation Bet Administrat T.A.; FAHE he Journal o . Using Mu HAMMON mer Market Profitability, o Learn. Jou e Impact of ice Researc de Empresas c issertações ac d, Gale, Sage, em não foi va 2): n = [z ² π ão populacion releases/Press asuring cust 883-896, 20 s: Measurem rketing, v.1 atisfaction p rketing, v. the consum sfação e lea odutos e serv gia, Univers o sob a ótic m Administ ção Getúlio Harvard B Customer Re arketing, v. o e satisfaçã Administraç ão Paulo, 20 ll: A cross-d 393-404, J cuperação d ade dos clie onsumer tru 15-38, 2002 sfaction and tween Attitu tion, n. 1, Ja EY, L. Mark of Marketi ultivariate S ND, K. Custo ting, v. 20, n , and the Ec urnal of th f Value Con ch, v. 11, n. classificados n cessadas pelo JSTOR, Wils lidado por Pra π (1-π)]/E, em nal de 0,5 e “E s_release_conf omer satisfa 000. ment, Conce 13, n. 1, p. 2 processes in 63, special mer.2.ed.New aldade dos viços bancá sidade de Br ca do client tração de Em o Vargas, Sã Business Re elationship C 67, n.1, p. 7 ão, retenção ão de Empr 001. discipline v ul. 1998. de serviços c entes. Revis ust, value an 2. d Links to C udes and Be anuary 1999 ket-Based A ng, v. 62, n Statistics. 5 omer loyalt n. 4, p.294 conomic Wo e Academy ngruence on 2, p. 161-1 no sistema QU site www.bdt son, Sciente D ado (2004).  m que “n” ref E” o erro máx fianca_nos_ba faction: Why entration, an 25 - 40, Win n retail setti issue, p. 33 w York: ME clientes: es ários. 2007.1 rasília, Bras te: um estud mpresas) - E ão Paulo, 20 eview, p. 64 Characterist 77-99, Jan. o e rentabi resas) – Dep view of trust como ferram sta de Adm nd loyalty in Customer Pr ehavior. SSE 9. Assets and S n. 1, p. 2-18, 5.ed. Boston ty and custo - 316, 2003 orth of Cust y of Market n Consumer-78, 2008. UALIS até o e td.ibict.br e; ( Direct e Wiley fere-se à amo ximo aceitável ancos_agosto2 y, what and nd nter 1999. ngs. 3-44, 1999. E Sharp, studo em 154 f. Tese sília, 2007. do em Escola de 004. 4-73, tics on 2003. lidade de partamento t. The menta de ministração n relational rofitability: E/EFI Shareholder , Jan. 1998. n: Pearson, omer . tomers: ting -Service estrato B3; (b) (d) Periódicos . ostra, “z” é o l.  2011. Acesso d ) s o o