范苗苗 魏勝 吳小丁

內(nèi)容提要：大量的零售商店試圖通過裝修和重新設(shè)計(jì)來營造宜人的購物氛圍以提升競爭力，但很多改造后的商店并沒有收到預(yù)期的營銷效果。本文引入熟悉度作為調(diào)節(jié)變量、顧客信任作為中介變量，構(gòu)建購物氛圍對(duì)惠顧意向的作用機(jī)理模型，分析實(shí)地調(diào)查的兩組數(shù)據(jù)，驗(yàn)證購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的影響。結(jié)果顯示：購物氛圍通過顧客信任影響惠顧意向，良好的購物氛圍能夠提升新顧客對(duì)購物店的信任，但是對(duì)老顧客的影響較小;熟悉度在不同階段所起的作用并不相同，或存在某些類似熟悉度的調(diào)節(jié)變量，使購物氛圍對(duì)惠顧意向的影響有不同的作用邊界。因此，盡管引人入勝的購物氛圍是商店的有效營銷手段，但是進(jìn)入到成熟階段、有了穩(wěn)定的顧客群體后，購物氛圍對(duì)惠顧意向的影響開始減弱，在一定時(shí)期內(nèi)沒有必要繼續(xù)加大裝修商店的投資，而更為合理的營銷策略是加大購物氛圍以外的手段，努力提高顧客信任而增強(qiáng)顧客惠顧。

關(guān)鍵詞：購物氛圍;熟悉度;顧客信任;帶中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F063.2;C93 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2020）08-0001-08

作者簡介：范苗苗（1991-），女，吉林伊通人，吉林大學(xué)商學(xué)院博士研究生，研究方向：零售管理、購物者行為;魏勝（1983-），本文通訊作者，男，黑龍江海倫人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)管理學(xué)院講師，管理學(xué)博士，研究方向：購物者行為、旅游管理;吳小丁（1954-），女，吉林省吉林市人，吉林大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：商業(yè)集聚、零售管理。

基金項(xiàng)目：教育部人文社科重點(diǎn)研究基地浙江工商大學(xué)現(xiàn)代商貿(mào)研究中心和浙江省2011協(xié)同創(chuàng)新中心——現(xiàn)代商貿(mào)流通體系建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心項(xiàng)目“流通數(shù)據(jù)挖掘的勘探路徑構(gòu)建與優(yōu)化研究”，項(xiàng)目編號(hào)：15SMGK15YB。

一、引言

購物氛圍是實(shí)體零售店吸引顧客惠顧的重要手段，適合的購物氛圍和對(duì)購物店的熟悉程度引致新老顧客的購物經(jīng)歷各不相同，新老顧客是否惠顧決策的差異性致使許多經(jīng)營不好的實(shí)體商店熱衷于店面裝修升級(jí)。但是，在很多零售店面重新裝修升級(jí)后，裝修翻新的營銷優(yōu)勢未能帶來預(yù)期的營銷效果，致使商店改造戰(zhàn)略受到質(zhì)疑[1-2]。購物氛圍的相關(guān)研究分為商店層面（即單個(gè)商店氛圍）和集聚層面（如購物中心氛圍、商業(yè)街氛圍）兩類，現(xiàn)有研究多側(cè)重從情感（如愉快、喚醒、控制）[3]、感知價(jià)值[4-5]等角度解釋購物氛圍對(duì)顧客行為產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制，以及不同購物氛圍對(duì)顧客行為的影響[3，6]，卻很少區(qū)分購物氛圍對(duì)新、老顧客影響的差異。鑒于顧客購物時(shí)可能依據(jù)購物的氛圍來判斷購物店是否可信，進(jìn)而做出相應(yīng)的惠顧決策，購物氛圍可能通過顧客信任影響到新老顧客的惠顧意向，但顧客信任是否能中介購物氛圍與惠顧意向的關(guān)系尚有待研究。

購物氛圍反映了零售商在創(chuàng)造購物環(huán)境方面的努力，有學(xué)者總結(jié)出56個(gè)具體的購物氛圍要素，在實(shí)際分析中通常選用其中的一種或幾種要素來測量購物氛圍，較為常見的測量要素包括主題色彩、燈光、布局、裝修風(fēng)格、溫度、音樂、氣味等[7]，相關(guān)文獻(xiàn)匯總詳見表1。需要說明的是，雖然本文主要聚焦于大型購物中心的購物氛圍，而學(xué)界普遍認(rèn)同商店層面的購物氛圍研究結(jié)論適用于大型購物中心的研究情境[8]，本文在梳理文獻(xiàn)時(shí)也納入了商店氛圍的相關(guān)研究成果。

從表1來看，學(xué)界對(duì)購物氛圍與購買行為關(guān)系的研究結(jié)論尚存在分歧。除部分研究把購物氛圍作為整體分析對(duì)象之外，大多數(shù)研究更關(guān)注購物的具體氛圍要素對(duì)顧客行為的影響，大部分學(xué)者認(rèn)同多種氛圍要素一致能帶來積極的顧客行為。這些研究，一是側(cè)重分析如何操控具體氛圍要素（如燈光、顏色、音樂、氣味、溫度等），以帶來顧客在停留時(shí)間、購買數(shù)量、惠顧意向等方面的積極反饋;二是探討如何搭配多個(gè)氛圍要素刺激顧客的積極購買;三是有關(guān)氛圍要素一致性的討論，包括單個(gè)氛圍要素與商店主題一致以及多個(gè)氛圍要素一致性對(duì)顧客行為的影響。盡管大多數(shù)研究表明良好的購物氛圍能夠帶來積極的顧客反饋，但值得注意的是購物氛圍對(duì)顧客行為的無效影響[8-9]，還有購物氛圍對(duì)顧客行為的負(fù)向影響[10]。這就暗示了購物氛圍對(duì)顧客行為的影響存在邊界條件，二者關(guān)系間可能存在某些調(diào)節(jié)變量，發(fā)現(xiàn)并檢驗(yàn)這些調(diào)節(jié)變量的作用機(jī)制有助于弄清購物氛圍與顧客行為的關(guān)系。另外，有的研究注意到了購物氛圍影響不同類型顧客購物的差異性[6]，這就說明顧客類型或許是一種值得分析的調(diào)節(jié)變量。

新老顧客對(duì)購物氛圍有不同的反應(yīng)，購物氛圍對(duì)新老顧客的惠顧意向存在差異。一方面，新老顧客對(duì)購物環(huán)境的熟悉程度不同，對(duì)既有購物氛圍的關(guān)注度不一樣，尤其老顧客對(duì)購物氛圍的關(guān)注較弱;另一方面，老顧客的購物經(jīng)歷更豐富，在做出惠顧決策時(shí)受購物氛圍影響的可能性更小。另外，購物氛圍對(duì)顧客惠顧的影響會(huì)經(jīng)由顧客內(nèi)在心理推測出購物店是否值得信賴而決定是否再次惠顧[3-4]，顧客對(duì)購物店的信任可能中介購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向的影響。如果顧客信任的中介作用成立，那么新老顧客在購物氛圍、顧客信任、惠顧意向關(guān)系的不同階段是否有不同的反應(yīng)差異更需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

現(xiàn)在許多商店存在于集聚內(nèi)，且集聚的購物氛圍在吸引顧客方面比單個(gè)商店的購物氛圍發(fā)揮的作用更大，分析集聚層面的購物氛圍從這點(diǎn)來看意義更大。這方面的研究既能明確購物氛圍與顧客惠顧意向的關(guān)系，又能為購物店的實(shí)踐提供具體指導(dǎo)。從顧客類型視角出發(fā)，本文以購物氛圍為研究對(duì)象，以購物氛圍為自變量，以顧客信任為中介變量、惠顧意向?yàn)橐蜃兞?，引入顧客?duì)購物店的熟悉度作為調(diào)節(jié)變量構(gòu)建效應(yīng)模型，分析熟悉度在購物氛圍與惠顧意向關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用，剖析購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向產(chǎn)生影響的內(nèi)在作用機(jī)理，檢驗(yàn)熟悉度在該機(jī)制內(nèi)不同路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、購物氛圍、熟悉度與惠顧意向

新老顧客是相對(duì)而言的，可用于區(qū)分新老顧客的方法有兩種：一是從時(shí)間維度出發(fā)，以顧客與企業(yè)建立關(guān)系的時(shí)間長度或顧客接受企業(yè)服務(wù)的次數(shù)[11]為標(biāo)準(zhǔn);二是考慮顧客的參與性，以顧客對(duì)企業(yè)服務(wù)的熟悉程度或顧客的經(jīng)驗(yàn)積累為標(biāo)準(zhǔn)[12]。本文采用第二種分類方法區(qū)分新老顧客，分析顧客熟悉度對(duì)購物氛圍與顧客惠顧意向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

（一）購物氛圍與惠顧意向

惠顧意向是指顧客瀏覽、購買商品或服務(wù)的可能性，良好的購物氛圍能顯著提升顧客對(duì)購物店的印象，對(duì)購物店氛圍的好感會(huì)引發(fā)顧客對(duì)商品的積極感知，這種印象感知還能影響顧客的情感狀態(tài)[3]，并能有效轉(zhuǎn)化為積極的顧客惠顧和口碑傳播[13]，諸如店內(nèi)主題色彩、燈光、室內(nèi)設(shè)計(jì)風(fēng)格、陳列布局、室內(nèi)溫度等[4，6，8，14]被證實(shí)對(duì)顧客惠顧有促進(jìn)作用。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向有正向影響。

（二）熟悉度的調(diào)節(jié)作用

一般情況下的熟悉度是指顧客對(duì)購物店的熟悉、了解程度，反映了顧客準(zhǔn)確評(píng)價(jià)購物店的能力[15]，顧客是否決定惠顧某家購物店就是在評(píng)價(jià)該購物店的吸引力。當(dāng)人們具有較高的專業(yè)知識(shí)和能力時(shí)，更傾向、甚至只利用與商品或服務(wù)相關(guān)的中心信息來評(píng)價(jià)購物店;反之，對(duì)購物店的評(píng)價(jià)更愿意采用外圍路徑（即利用與環(huán)境相關(guān)的信息）[16]。對(duì)不熟悉的購物店，顧客知之甚少，較高的信息不對(duì)稱使得顧客無法掌握與商品或服務(wù)相關(guān)的中心信息，顧客只能利用購物環(huán)境的相關(guān)信息做出惠顧決策;對(duì)熟悉的購物店，顧客掌握了一定的與商品或服務(wù)相關(guān)的中心信息，具有了充足的先驗(yàn)知識(shí)，有能力做出合理評(píng)價(jià)。此時(shí)，顧客的惠顧決策更傾向、甚至只選擇中心路徑，對(duì)購物氛圍等外圍信息依賴較少。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)購物氛圍與惠顧意向的關(guān)系，顧客對(duì)購物店的熟悉度越低，購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向的影響越大。

（三）變量測量

本文采用燈光、主題色彩、溫度、裝修風(fēng)格以及購物店布局測量購物氛圍[7]，采用“我對(duì)這里非常熟悉”，“我經(jīng)常來這里”，“很長時(shí)間以來，我都光顧這里”，“我對(duì)這里非常了解”測量顧客對(duì)購物店的熟悉度[15]，采用“將來我還會(huì)來這里購物”，“這里是我的首選”，“我會(huì)嘗試該店新推出的商品和服務(wù)”測量顧客對(duì)購物店的惠顧意向[17]，所有量表采用Likert 5點(diǎn)量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（四）數(shù)據(jù)收集與分析

本文采用問卷調(diào)查法對(duì)購物店內(nèi)的顧客進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，在正式發(fā)放問卷之前通過預(yù)調(diào)研結(jié)果修正了調(diào)查問卷，最終在長春市歐亞賣場正式發(fā)放300份問卷。在剔除大面積無應(yīng)答問卷、漏填和錯(cuò)填問卷后，將剩余261份問卷用于數(shù)據(jù)的分析，有效問卷回收率為87%。所收集的樣本中年齡在25歲以下的共89人，占比34.1%;25歲-50歲的共163人，占比62.5%;職業(yè)構(gòu)成中學(xué)生共56人，占比21.5%。樣本構(gòu)成基本符合購物店的顧客特征。

各量表的Cronbachs α均大于0.7，熟悉度的Cronbachs α為0.864，購物氛圍的Cronbachs α為0.773，惠顧意向的Cronbachs α為0.705，各量表信度較好。在此前提下利用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)各構(gòu)念的聚合效度、判別效度，模型擬合度較好（CMIN/DF=2.167，IFI=0.953，CFI=0.952，RMSEA=0.067），具體結(jié)果見表2。所有構(gòu)念的組合信度均大于0.7，每個(gè)題項(xiàng)的因子載荷均大于0.5，各構(gòu)念的聚合效度通過檢驗(yàn)。每個(gè)構(gòu)念的AVE平方根均大于該構(gòu)念與其他構(gòu)念的相關(guān)系數(shù)，各構(gòu)念具有較好的判別效度。

本文利用Spss的Process程序估計(jì)模型參數(shù)，選用Model1，在95%的置信水平下進(jìn)行5000次Bootstrap迭代，具體結(jié)果見表3。購物氛圍對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)（0.439）顯著為正（p<0.001），表明購物氛圍對(duì)惠顧意向有顯著的正向影響，假設(shè)1得到支持;購物氛圍×熟悉度的交互項(xiàng)回歸系數(shù)（-0.010，p>0.05）不顯著，說明熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間的調(diào)節(jié)作用未得到數(shù)據(jù)支持。為了排除標(biāo)準(zhǔn)誤的影響，在95%置信水平下進(jìn)行5000次Bootstrap迭代，結(jié)果（參見表3）顯示，當(dāng)熟悉度分別取高低不同水平時(shí)，調(diào)節(jié)項(xiàng)（購物氛圍×熟悉度）的置信區(qū)間為[-0.153，0.163]，該區(qū)間包含0，表明調(diào)節(jié)作用不成立，假設(shè)2未得到支持。

數(shù)據(jù)分析的結(jié)果顯示熟悉度未能調(diào)節(jié)購物氛圍與惠顧意向之間的關(guān)系，購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的影響沒有顯著差異。然而，面對(duì)熟悉的購物店和陌生的購物店，顧客對(duì)其購物氛圍的反應(yīng)會(huì)有所不同，或許是購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向的影響并不是直接的，而是存在某些中介變量，并將二者的關(guān)系分為不同階段，熟悉度的調(diào)節(jié)作用可能體現(xiàn)在購物氛圍與惠顧意向的某一階段。

三、購物氛圍、熟悉度、顧客信任與惠顧意向

通過引入中介變量，本文剖析購物氛圍對(duì)顧客惠顧意向產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制，并分析顧客熟悉度在不同路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（一）S-O-R模型

關(guān)于購物氛圍作用機(jī)制的研究大多依賴環(huán)境心理學(xué)的S-O-R模型：個(gè)體對(duì)環(huán)境刺激（S）產(chǎn)生“內(nèi)在”反應(yīng)（O），表現(xiàn)出相應(yīng)的行為（R），這種“內(nèi)在”反應(yīng)是顧客的某種心理狀態(tài)，這種內(nèi)在反應(yīng)指的是個(gè)體情感（即愉快、喚醒、控制），環(huán)境刺激通過激發(fā)顧客不同的情感狀態(tài)，引致顧客采取不同的趨避行為[3]。所以，在面對(duì)購物氛圍刺激時(shí)，顧客會(huì)潛意識(shí)地對(duì)購物氛圍要素做出最直觀的感知評(píng)價(jià)[4-5]，特別是在不熟悉的購物店，這種感知評(píng)價(jià)很可能是對(duì)其“是否值得在此購買”的信任判斷，而這種由購物氛圍帶來的判斷最終會(huì)體現(xiàn)到惠顧行為上。據(jù)此，本文引入顧客對(duì)購物店的信任（以下簡稱顧客信任）作為S-O-R模型中顧客的內(nèi)在反應(yīng)O（即中介變量），并構(gòu)建購物氛圍與惠顧意向關(guān)系的兩階段中介模型。

（二）顧客信任的中介作用

顧客信任是顧客惠顧意向的有力預(yù)測，代表了顧客對(duì)商店品牌、商品或服務(wù)的可靠性感知，通常認(rèn)為是顧客對(duì)商品或服務(wù)提供者能夠依照諾言提供商品和服務(wù)所抱有的期待[18]，購物氛圍會(huì)正向影響顧客信任。商店氛圍常被視為商店印象的重要構(gòu)成維度，商店環(huán)境可以影響顧客對(duì)銷售人員的信任感知，顧客對(duì)商店環(huán)境的感知會(huì)引起顧客認(rèn)知和情感上的反應(yīng)[4]。不僅如此，商店環(huán)境對(duì)其他信任結(jié)果也有積極的影響[19]，可據(jù)此間接推演出商店氛圍對(duì)顧客信任有積極影響，對(duì)顧客信任的積極影響可以擴(kuò)展到購物氛圍的研究情境。另外，忠誠顧客通常表現(xiàn)出購買或未來購買的可能性，這些可能性反映了顧客的惠顧意向。因此，構(gòu)成顧客忠誠重要前因的顧客信任[20]不僅能降低顧客感知風(fēng)險(xiǎn)，還會(huì)對(duì)惠顧意向有正向影響[21]。通過構(gòu)建購物氛圍—顧客信任—惠顧意向的S-O-R模型，本文提出如下假設(shè)：

H3：購物氛圍通過顧客信任影響顧客惠顧意向，顧客信任在購物氛圍與惠顧意向間起中介作用。

（三）熟悉度的調(diào)節(jié)作用

在S-O-R模型的兩個(gè)路徑上需要分別探討熟悉度在購物氛圍與顧客信任（S-O）階段、顧客信任與惠顧意向（O-R）階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)，熟悉度影響著購物氛圍與顧客信任之間的關(guān)系。購物氛圍屬于購物店的外部線索，商品和服務(wù)的相關(guān)信息屬于購物店的內(nèi)部線索，顧客對(duì)購物店的熟悉程度直接影響其對(duì)購物店內(nèi)部線索的掌握程度，顧客信任是對(duì)購物店商品或服務(wù)可靠性的推斷，顧客熟悉度影響著顧客在推斷購物店可靠性時(shí)對(duì)不同線索的依賴程度。面對(duì)不熟悉的購物店，顧客對(duì)購物店的相關(guān)商品和服務(wù)信息知之甚少，需要通過其他認(rèn)知對(duì)購物店的可靠性做出判斷，包括基于外部線索側(cè)面推斷購物店是否值得信賴。面對(duì)熟悉的購物店，顧客基于以往的購物經(jīng)歷對(duì)購物店的內(nèi)部線索有了一定的先驗(yàn)認(rèn)知，更多地依賴諸如商品質(zhì)量、服務(wù)水平、服務(wù)人員、購物諾言履行情況等內(nèi)部線索直接判斷，購物氛圍等外部線索的直觀刺激對(duì)顧客信任的影響相對(duì)降低。因此，顧客對(duì)購物店越熟悉越能掌握更多的內(nèi)部線索，在推測購物店可靠性時(shí)對(duì)外部線索的依賴越小，本文提出如下假設(shè)：

H4：熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)購物氛圍與顧客信任的關(guān)系，顧客對(duì)購物店的熟悉度越低，購物氛圍對(duì)顧客信任的影響越大。

品牌的熟悉度影響顧客對(duì)品牌的評(píng)價(jià)信心，顧客對(duì)購物店的熟悉度也會(huì)影響顧客對(duì)購物店可靠性評(píng)價(jià)（即顧客信任）的信心，顧客對(duì)所形成信任的信心越高越能帶來積極的惠顧意向。第一，在形成顧客信任（即S-O）階段，對(duì)購物店熟悉度高的顧客更依賴內(nèi)部線索，熟悉度低的顧客更依賴購物氛圍等外部線索，內(nèi)部線索比外部線索能更好地研判事物的真實(shí)狀態(tài)。因此，在形成顧客信任階段，對(duì)購物店熟悉度高的顧客對(duì)所形成信任的信心會(huì)高于熟悉度低的顧客。第二，在形成顧客信任之后，熟悉購物店的顧客能憑借豐富的購物經(jīng)歷和掌握的其他信息，確認(rèn)、驗(yàn)證這種信任在多大程度上是“可靠的”，而不熟悉購物店的顧客則缺少相應(yīng)的信息來鞏固其信任強(qiáng)度。因此，顧客對(duì)購物店越了解越能確認(rèn)自己對(duì)購物店的信任推斷在多大程度上是“正確的”，本文提出如下假設(shè)：

H5：熟悉度正向調(diào)節(jié)顧客信任與惠顧意向之間的關(guān)系，顧客對(duì)購物店的熟悉度越高，顧客信任對(duì)惠顧意向的影響越大。

（四）變量測量

本文新增了“顧客信任”這一變量，測量的量表來自Johnson和Grayson[22]的研究，共有6個(gè)題項(xiàng)（見表4），使用Likert五點(diǎn)量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（五）數(shù)據(jù)收集與分析

仍然使用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，在長春市歐亞賣場正式發(fā)放300份問卷，剔除大面積無應(yīng)答問卷、漏填和錯(cuò)填問卷后，剩余258份問卷用于后續(xù)的數(shù)據(jù)分析，有效問卷回收率為86%，樣本構(gòu)成基本符合顧客特征。其中，年齡在25歲以下的顧客共103人，占比39.9%，25歲-50歲的顧客共149人，占比57.8%;職業(yè)為學(xué)生的顧客共64人，占比24.8%。

各量表的Cronbachs α均大于或接近0.7，熟悉度的Cronbachs α為0.861，購物氛圍的Cronbachs α為0.771，顧客信任的Cronbachs α為0.759，惠顧意向的Cronbachs α為0.690，接近0.7，量表信度通過檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)下利用驗(yàn)證性因子檢驗(yàn)各構(gòu)念的聚合效度、判別效度，模型擬合度較好（CMIN/DF=2.061，IFI=0.911，CFI=0.910，RMSEA=0.064），具體結(jié)果見表5。每個(gè)題項(xiàng)的因子載荷均大于0.5，所有構(gòu)念的組合信度（CR）除惠顧意向之外均大于0.7，其中惠顧意向的組合信度為0.696，接近0.7，各構(gòu)念的聚合效度達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)。每個(gè)構(gòu)念的AVE平方根均大于該構(gòu)念與其他構(gòu)念的相關(guān)系數(shù)，各構(gòu)念的判別效度通過檢驗(yàn)。

本文選用Model58，利用Spss數(shù)據(jù)分析軟件的Process程序估計(jì)模型參數(shù)，在95%的置信水平下進(jìn)行5000次Bootstrap迭代，模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表6。首先，購物氛圍對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)（0.318）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對(duì)惠顧意向有顯著的正向影響，假設(shè)1得到支持。在S-O階段，購物氛圍對(duì)顧客信任的回歸系數(shù)（0.287）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對(duì)顧客信任有顯著的正向影響。在O-R階段，顧客信任對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)（0.465）顯著（p<0.05）為正，表明顧客信任對(duì)惠顧意向有顯著的正向影響，說明顧客信任在購物氛圍與惠顧意向之間起了中介作用，假設(shè)3得到支持。分析自變量購物氛圍在調(diào)節(jié)變量熟悉度不同水平上的中介效應(yīng)值（見表7），當(dāng)熟悉度分別取均值以及加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的水平時(shí)，顧客信任的中介效應(yīng)區(qū)間分別為[0.079，0.201]、[0.017，0.238] 和[0.032，0.217]，每個(gè)區(qū)間都不包含0，說明顧客信任的中介效果顯著，且顧客信任的中介作用受熟悉度的調(diào)節(jié)。表6的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示調(diào)節(jié)項(xiàng)購物氛圍×熟悉度的回歸系數(shù)（-0.101）在S-O階段顯著（p<0.05）為負(fù)，說明熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)了購物氛圍和惠顧意向之間的關(guān)系，假設(shè)4得到支持;調(diào)節(jié)項(xiàng)顧客信任×熟悉度的回歸系數(shù)（0.154）在O-R階段顯著（p<0.05）為正，說明熟悉度正向調(diào)節(jié)了顧客信任和惠顧意向之間的關(guān)系，假設(shè)5得到支持。

四、總效應(yīng)模型

為了更準(zhǔn)確地描述購物氛圍、熟悉度、顧客信任與惠顧意向之間的關(guān)系，在兩階段調(diào)節(jié)模型的基礎(chǔ)上綜合第一階段研究，構(gòu)建購物氛圍與惠顧意向關(guān)系的總效應(yīng)模型（見圖1），檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪褂玫诙问占臄?shù)據(jù)。兩階段調(diào)節(jié)模型的擬合度是可以接受的（R2=0.424），但是這個(gè)模型并未檢驗(yàn)熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間的直接調(diào)節(jié)作用是否不成立。

本文調(diào)用Model59，利用Spss的Process程序?qū)傂?yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，在95%的置信水平下進(jìn)行5000次Bootstrap迭代，模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表8，發(fā)現(xiàn)購物氛圍對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)（0.318）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對(duì)惠顧意向有正向影響，假設(shè)1得到支持;購物氛圍在S-O階段對(duì)顧客信任的回歸系數(shù)（0.287，p<0.001）顯著，顧客信任對(duì)惠顧意向的系數(shù)在O-R階段（0.462，p<0.001）顯著，說明顧客信任在購物氛圍與惠顧意向之間起中介作用，假設(shè)3得到支持。在不同的熟悉度水平下（熟悉度分別取均值、均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差）進(jìn)一步分析顧客信任中介作用的結(jié)果見表9，顧客信任的中介效應(yīng)區(qū)間分別為[0.078，0.201]、[0.018，0.244]和[0.026，0.213]，每個(gè)區(qū)間都不包含0，說明顧客信任的中介效應(yīng)顯著，且顧客信任的中介作用受熟悉度調(diào)節(jié)。再來看熟悉度的調(diào)節(jié)效應(yīng)（見表8），調(diào)節(jié)項(xiàng)購物氛圍×熟悉度對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)（-0.018，p>0.05）不顯著，表明熟悉度在購物氛圍和惠顧意向間未起到調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2未得到支持。調(diào)節(jié)項(xiàng)購物氛圍×熟悉度對(duì)顧客信任的回歸系數(shù)在S-O階段顯著為負(fù)（-0.101，p<0.05），表明熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)購物氛圍和顧客信任的關(guān)系，假設(shè)4得到支持。調(diào)節(jié)項(xiàng)顧客信任×熟悉度對(duì)惠顧意向的回歸系數(shù)在O-R階段顯著為正（0.160，p<0.05），說明熟悉度正向調(diào)節(jié)了顧客信任和惠顧意向之間的關(guān)系，假設(shè)5得到支持。

總效應(yīng)模型的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)了購物氛圍與顧客信任關(guān)系，正向調(diào)節(jié)了顧客信任與惠顧意向關(guān)系，但是在購物氛圍與惠顧意向之間并未起到直接的調(diào)節(jié)作用。總體來看，這意味著雖然購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的影響并沒有顯著差異，但購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的具體作用機(jī)制卻完全不同：新顧客更依賴購物氛圍形成顧客信任，但這種信任卻不能有效轉(zhuǎn)化成惠顧意向;盡管老顧客信任的形成較少依賴購物氛圍等環(huán)境線索，但所形成的信任卻能顯著提升惠顧意向。

五、結(jié)論與啟示

通過三次理論模型構(gòu)建、兩次顧客數(shù)據(jù)收集，本文實(shí)證檢驗(yàn)了購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的影響。結(jié)果表明：（1）熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間并沒有起到直接的調(diào)節(jié)作用，主要是因?yàn)槭煜ざ乳g接調(diào)節(jié)了購物氛圍與惠顧意向之間的關(guān)系。（2）熟悉度在購物氛圍與惠顧意向關(guān)系的間接路徑上具有相反的調(diào)節(jié)效應(yīng)：熟悉度負(fù)向調(diào)節(jié)購物氛圍與顧客信任的關(guān)系，正向調(diào)節(jié)顧客信任與惠顧意向之間的關(guān)系。這說明良好的購物氛圍能夠提升新顧客對(duì)購物店的信任，但是對(duì)老顧客的影響較小;老顧客對(duì)購物店的信任能夠增強(qiáng)其惠顧意向，而新顧客的信任對(duì)惠顧意向的影響相對(duì)較弱。上述研究結(jié)論不僅豐富了“購物氛圍和惠顧意向”關(guān)系的研究內(nèi)容和視角，也為企業(yè)實(shí)踐提供了一個(gè)方向：購物氛圍對(duì)新老顧客惠顧意向的作用大小不同，在裝修升級(jí)前應(yīng)考慮現(xiàn)有新老顧客的構(gòu)成。盡管通過引人入勝的購物氛圍吸引顧客是購物店的有效手段，但購物店進(jìn)入到成熟階段、有了穩(wěn)定的顧客群體時(shí)，購物氛圍對(duì)惠顧意向的影響開始減弱，在一定時(shí)期內(nèi)沒有必要繼續(xù)加大裝修購物店的投資，更為合理的營銷策略是通過加大購物氛圍以外的手段提高顧客信任、增強(qiáng)顧客惠顧。

參考文獻(xiàn)：

[1] Brüggen E C， Foubert B， Gremmer D D. Extreme Makeover： Short and Long-term Effects of a Remodeled Servicescape[J]. Journal of Marketing， 2011，75（5）： 71-87.

[2] Dagger T S， Danaher P J. Comparingthe Effect of Store Remodeling on New and Existing Customers[J]. Journal of Marketing， 2014，78（3）： 62-80.

[3] Leenders M AAM， Smidts A， Haji A El. Ambient Scent as a Mood Inducer in Supermarkets： the Role of Scent Intensity and Time-pressure of Shoppers[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2019，48（5）：270-280.

[4] 吳小丁，蘇立勛，魏勝. 基于情緒信任的店鋪環(huán)境線索與再惠顧行為關(guān)系研究[J]. 經(jīng)濟(jì)管理，2016，38（8）：98-108.

[5] 沈鵬熠，萬德敏.在線零售企業(yè)社會(huì)責(zé)任能促進(jìn)顧客忠誠嗎？——一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2019（5）：89-100.

[6] Van Rompay T J L， Tanja-Dijkstra K， Verhoeven J W M， et al. On Store Design and Consumer Motivation： Spatial Control and Arousal in the Retail Context[J]. Environment and Behavior， 2012，44（6）：800-820.

[7] Sit J， Merrilees B， Birch D. Entertainment-seeking Shopping Centre Patrons： the Missing Segments[J]. International Journal of Retail & Distribution Management， 2003，31（2）： 80-94.

[8] Wakefield K L， Baker J. Excitement at the Mall： Determinants and Effects on Shopping Response[J]. Journal of Retailing， 1998，74（4）： 515-539.

[9] Schifferstein H N J， Blok S T. The Signal Function of Thematically（in） Congruent Ambient Scents in a Retail Environment[J]. Chemical Senses， 2002，27（6）：539-549.

[10]Lunardo R， Mbengue A.When Atmospherics Lead to Inferences of Manipulative Intent： Its Effects on Trust and Attitude[J]. Journal of Business Research， 2013，66（7）：823-830.

[11]洪志生，霍佳震，蘇強(qiáng). 單次服務(wù)過程中新老顧客質(zhì)量感知波動(dòng)的差異分析[J]. 南開管理評(píng)論，2013，16（3）：109-117.

[12]Boulding W， Kalra A， Staelin R. The Quality Double Whammy[J]. Marketing Science， 1999，18（4）： 463-484.

[13]Chebat J C， Sirgy M J， Grzeskowiak S. How Can Shopping Mall Management Best Capture Mall Image？[J]. Journal of Business Research， 2010，63（7）：735-740.

[14]Biswas D， Szocs C， Chackor， Wansink B. Shining Light on Atmospherics： How Ambient Light Influences Food Choices[J]. Journal of Marketing Research， 2017，54（1）： 111-123.

[15]Chaudhuri A， Ligas M. Consequences of Value in Retail Markets[J]. Journal of Retailing， 2009， 85（3）：406-419.

[16]Massicotte M， Michon R， Chebat J. Effects of Mall Atmosphere on Mall Evaluation： Teenage versus Adult Shoppers[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2011，18（1）：74-80.

[17]Zeithaml V A， Berry L L， Parasuraman A. The Behavioral Consequences of Service Quality[J]. The Journal of Marketing， 1996，60（2）： 31-46.

[18]Sirdeshmukh D， Singh J， Sabol B. Consumer Trust， Value， and Loyalty in Relational Exchanges[J]. Journal of Marketing， 2002，66（1）：15-37.

[19]Guenzi P， Johnson M D， Castaldo S. A Comprehensive Model of Customer Trust in Two Retail Stores[J]. Journal of Service Management， 2009，20（3）：290-316.

[20]Porral C C， Levy-Mangin J. Food Private Label Brands： the Role of Consumer Trust on Loyalty and Purchase Intention[J]. British Food Journal， 2016，118（3）：679-696.

[21]Oghazi P， Karlsson S， Hellstrm D， Hjort K. Online Purchase Return Policy Leniency and Purchase Decision： Mediating Role of Consumer Trust[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2018，4（1）：190-200.

[22]Johnson D， GraysonK. Cognitive and Affective Trust in Service Relationships[J]. Journal of Business Research， 2005，58（4）：500-507.

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）